(Đơn vị tính: nghìn đồng/ hộ) Đặc điểm hộ Chi y tế trẻ em 2010 Chi y tế trẻ em 2012
Hộ có bảo hiểm 346.8 363.8
Hộ khơng có bảo hiểm 18.7 167
Trợ cấp chi phí y tế 82.4 172.4
Khơng trợ cấp y tế 231.1 394.8
(Nguồn: Tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, 2012, n=3927)
Trên kết quả so sánh số lần đi khám chữa bệnh cho thấy rằng giữa những hộ có bảo hiểm y tế trẻ em sẽ có số lần đi khám bệnh nhiều hơn những hộ khơng có bảo hiểm y tế trẻ em, điều này có thể dẫn đến chi phí chi tiêu y tế cho trẻ em của những hộ có bảo hiểm y tế trẻ em sẽ nhiều hơn hộ khơng có bảo hiểm.
Bảng 5.6: So sánh số lần KCB giữa những hộ có BHYT và khơng BHYT (Đơn vị tính: hộ)
Số lần đưa trẻ đi khám
Bảo hiểm 2012 Bảo hiểm 2010
Có Khơng Có Khơng
2 807 75 741 61
4 531 55 444 35
6 1096 97 927 79
(Nguồn: Tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, 2012, n=3927) Kết quả số lượt khám bệnh của hộ có trẻ ở các cơ sở y tế được trình bày ở bảng 5.7 có chi tiêu cho y tế, chăm sóc sức khỏe mà chưa từng đến bất kì một cơ sở y tế. Chi tiêu y tế của trẻ em trong trường hợp này có thể là các chi tiêu thuốc và dụng cụ y tế. Số lượt trẻ em tham gia khám chữa bệnh ở nhóm bệnh viện quận/huyện và các bệnh viện tư nhân chiếm tỉ lệ cao so với các loại hình cơ sở y tế khác.
Bảng 5.7. So sánh số hộ có trẻ em có khám chữa bệnh tại các cơ sở y tế(ĐVT: hộ) (ĐVT: hộ) Khám bệnh Năm 2010 Năm 2012 Không khám bệnh 1570 1735 Bệnh viện cấp 1 440 405 Bệnh viện cấp 2 654 657 Bệnh viện cấp 3 591 521 Bệnh viện cấp 4 672 609 ( Nguồn: Tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2010, 2012, n=3927)
5.2.2.4. Nhóm đặc điểm hỗ trợ bên ngồi
Số hộ có trẻ em nhận sự hỗ trợ từ bên ngồi có xu hướng được chi tiêu cho y tế bình quân thấp hơn khá nhiều so với các hộ khơng có nhận được sự hỗ trợ này. Trong đó những hộ nhận được trợ cấp bảo hiểm y tế và trợ cấp chi phí y tế
thường nhà những hộ có thu nhập khá thấp, do đó việc chi tiêu y tế sẽ tiết kiệm hơn và phần chỉ sử dụng các khoản trợ cấp và bảo hiểm y tế (Bảng 5.5).
5.3. KẾT QUẢ MƠ HÌNH
5.3.1. Mơ hình hồi quy tobit thơng thường với dữ liệu 2010, 2012
Trên cơ sở mơ hình tổng thể (5.1), tác giả tiến hành sử dụng bộ dữ liệu VHLSS 2010, 2012 (đã lọc ra các biến tương ứng với mơ hình) để tiến hành kiểm tra xem các nhân tố nào ảnh hưởng đến chi tiêu y tế trẻ em trong từng năm 2010, 2012. Dưới đây là mơ hình hồi quy tobit với dữ liệu 2010, 2012 (chi tiết lọc bỏ biến thể hiện trong phụ lục 3).
Từ kết quả mơ hình hồi quy tobit của biến chi tiêu y tế trẻ em 2010 ở bảng
5.8 cho ta thấy, tuổi (TUOI), giới tính (GT), khơng có ý nghĩa thống kê và khơng ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu y tế trẻ em, các yếu tố còn lại đều tác động lên sự thay đổi mức chi tiêu y tế trẻ em trong năm 2010 với mức ý nghĩa 5%.
Tuy nhiên, mơ hình hồi quy tobit của biến chi tiêu y tế trẻ em 2012 ở bảng 5.9, ngồi tuổi (TUOI), giới tính (GT), học vấn (HV) khơng có ý nghĩa thống kê và khơng ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu y tế trẻ em.
Từ 2 mơ hình ở Bảng 5.8 và 5.9 tác giả tiến hành kiểm tra ma trận tương quan giữa các biến độc lập chính trong mơ hình khơng cho thấy mối tương quan chặt giữa các biến độc lập (phụ lục 3). Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến thì chúng ta thường xem xét các hệ số phóng đại phương sai VIF. Theo Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự (2008) nếu VIF của một biến lớn hơn 10 thì biến này được coi là có cộng tuyến cao. Kết quả phân tích cho thấy các hệ số VIF trung bình của các biến độc lập trong mơ hình 1.45 và giá trị VIF ở riêng rẻ tất các biến đều nhỏ hơn 10 (phụ lục 3). Do vậy, có thể kết luận là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình. Ngồi ra, giá trị kiểm định mơ hình (Prob > chi2 ) = 0,00 cho thấy mơ hình nghiên cứu được sử dụng có mức ý nghĩa rất cao (1,0%).
Bảng 5.8. Mơ hình hồi quy tobit của biến chi tiêu y tế trẻ em 2010
Y Hệ số Sai số chuẩn Giá trị T
TV -177.281 43.474 0.000 TN 0.081 0.026 0.002 TE 372.233 51.736 0.000 BHYT 1623.215 151.376 0.000 SDBHYT 982.773 88.514 0.000 CS2 -95.600 117.992 0.418 CS3 -217.425 123.295 0.078 CS4 287.307 106.117 0.007 HV 30.868 11.421 0.007 GT -134.025 102.440 0.191 DT 1430.242 143.539 0.000 TC -501.314 182.313 0.006 TCBH -529.483 185.275 0.004 TUOI -6.152 3.507 0.079 V2 -438.648 150.813 0.004 V3 -163.470 130.420 0.210 V4 11.957 173.983 0.945 V5 184.410 144.585 0.202 V6 188.514 131.952 0.153 TT 277.140 97.182 0.004 (Nguồn: Tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2010)
Bảng 5.9. Mơ hình hồi quy tobit của biến chi tiêu y tế trẻ em 2012
Y Hệ số Sai số chuẩn Giá trị T
TV -172.540 34.520 0.000 TN 0.081 0.020 0.000 TE 375.873 41.728 0.000 BHYT 1022.690 128.765 0.000 SDBHYT 1015.376 69.461 0.000 CS2 -48.860 92.895 0.599 CS3 104.226 94.052 0.268 CS4 170.288 85.373 0.046 HV 14.533 11.071 0.189 GT 99.013 78.787 0.209 DT 1073.121 115.793 0.000 TC -712.020 136.021 0.000 TCBH -545.125 117.377 0.000 TUOI -4.824 2.685 0.072 V2 -698.641 118.021 0.000 V3 -343.477 102.555 0.001 V4 -274.507 137.263 0.046 V5 -152.707 111.376 0.170 V6 -246.716 102.805 0.016 TT 151.268 74.624 0.043 (Nguồn: Tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2012)
5.3.2. Mơ hình hồi quy tobit dữ liệu bảng kết hợp dữ liệu năm 2010 với năm 2012
Để kiểm soát được các biến không đổi theo thời gian mà người nghiên cứu quan sát được (đặc điểm dân tộc, giới tính của chủ hộ vùng miền, thành thị/nơng thôn, số trẻ em trong hộ…) và những đặc điểm riêng của các hộ không đổi qua thời gian mà chúng ta khơng quan sát được nhưng có thể ảnh hưởng đến chi tiêu y tế; Nghiên cứu này tác giả sẽ sử dụng Random-effects tobit models phổ biến cho các mơ hình Tobit (được đề cập ở chương 3) với dữ liệu bảng cân bằng các biến khơng đổi theo thời gian có ảnh hưởng đến chi tiêu y tế trẻ em mà người nghiên cứu khơng quan sát được sẽ được kiểm sốt bằng phương pháp này (đặc điểm sức khỏe mang tính di truyền, thói quen ăn uống, thói quen chăm sóc sức khỏe, năng lực, văn hóa…). Những đặc điểm trên được đưa vào phương trình qua các sai số ngẫu nhiên của từng hộ, điều này làm các ước lượng không bị chệch, và vẫn nhất quán.
Để đánh giá các yếu tố tác động đến chi tiêu y tế trẻ em so sánh qua các năm 2010 và 2012, tác giả đã quy chi tiêu y tế trẻ em (Y) và thu nhập về giá thực 2010 trước khi chạy mơ hình. Bên cạnh đó, tác giả tiến hành kiểm tra ma trận tương quan giữa các biến độc lập chính trong mơ hình khơng cho thấy mối tương quan chặt giữa các biến độc lập với nhau (phụ lục 3). Kết quả phân tích cho thấy các hệ số VIF trung bình của các biến độc lập trong mơ hình 1.45 và giá trị VIF ở riêng rẻ tất các biến đều nhỏ hơn 10 (Phụ lục 3). Do vậy, có thể kết luận là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình. Ngồi ra, giá trị kiểm định mơ hình (Prob > chi2 ) = 0,00 cho thấy mơ hình nghiên cứu được sử dụng có mức ý nghĩa rất cao (1,0%).
Bảng 5.10. Mơ hình tobit dữ liệu bảng kết hợp dữ liệu 2010 với 2012
Y Hệ số Sai số chuẩn Giá trị T
TV -154.079 37.817 0.000 TN 0.073 0.025 0.004 TE 371.518 46.113 0.000 BHYT 1218.638 136.834 0.000 SDBHYT 846.932 78.231 0.000 CS2 -102.534 104.865 0.328 CS3 1.436 108.267 0.989 CS4 157.769 95.396 0.098 HV 16.563 10.072 0.100 GT -195.188 89.449 0.029 DT 1228.715 127.270 0.000 TC -615.631 152.727 0.000 TCBH -466.604 139.616 0.001 TUOI -7.101 2.997 0.018 V2 -314.564 132.313 0.017 V3 -86.986 116.043 0.453 V4 -22.583 152.542 0.882 V5 97.445 129.748 0.453 V6 131.963 117.153 0.260 TT 216.783 87.034 0.013 Hằng số -2940.412 279.990 0.000
(Nguồn: Tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2010 & 2012)
5.4. PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG CHI TIÊU Y TẾ TRẺ EM
Sau khi thực hiện các bước kiểm định và kiểm tra các biến phù hợp mơ hình, các nhân tố ảnh hưởng ý nghĩa đến chi tiêu cho y tế trẻ em, tác giả xem xét giữ lại các biến phù hợp lý thuyết, không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến, dấu của các mơ hình để so sánh, loại những biến khơng có ý nghĩa thống kê và có hiện tượng đa cộng tuyến và ngược dấu của mơ hình. Sau khi loại biến khơng cần thiết, mơ hình cịn lại 20 biến thuộc 4 nhóm yếu tố tác động đến chi tiêu y tế trẻ em thể hiện thông qua các hệ số hồi quy sẽ được phân tích cụ thể ở Bảng 5.11.
Bảng 5.11. Bảng so sánh các mơ hình tác động đến chi tiêu y tế trẻ emBiến phụ thuộc Y (chi tiêu y tế trẻ em) Biến phụ thuộc Y (chi tiêu y tế trẻ em)
Biến độc lập Tobit năm 2010 Tobit năm 2012 Tobit panel Hệ số Giá trị T Hệ số Giá trị T Hệ số Giá trị Z
Đặc điểm kinh tế TN 0.081 0.002 4.140 0.000 0.073 0.004 Đặc điểm hộ TV -177.281 0.000 -172.540 0.000 -154.079 0.000 HV 30.868 0.007 14.533 0.189 16.563 0.100 TE 372.233 0.000 375.873 0.000 371.518 0.000 GT -134.025 0.191 99.013 0.209 -195.188 0.029 TUOI -6.152 0.079 -4.824 0.072 -7.101 0.018 DT 1430.242 0.000 1073.121 0.000 1228.715 0.000 TT 277.140 0.004 151.268 0.043 216.783 0.013 V2 -438.648 0.004 -698.641 0.000 -314.564 0.017 V3 -163.470 0.210 -343.477 0.001 -86.986 0.453 V4 11.957 0.945 -274.507 0.046 -22.583 0.882 V5 184.410 0.202 -152.707 0.170 97.445 0.453 V6 188.514 0.153 -246.716 0.016 131.963 0.260
Điều kiện chăm sóc sức khỏe
BHYT 1623.215 0.000 1022.690 0.000 1218.638 0.000 SDBHYT 982.773 0.000 1015.376 0.000 846.932 0.000 CS2 -95.600 0.418 -48.860 0.599 -102.534 0.328 CS3 -217.425 0.078 104.226 0.268 1.436 0.989 CS4 287.307 0.007 170.288 0.046 157.769 0.098 Hỗ trợ bên ngoài TC -501.314 0.006 1073.121 0.000 -615.631 0.000 TCBH -529.483 0.004 -712.020 0.000 -466.604 0.001 _cons -3830.72 0.000 -12.12 0.00 -2940.41 0.000
Dựa vào kết quả so sánh các mơ hình, tác giả lựa chọn mơ hình Tobit panel làm mơ hình chính để bình luận các yếu tố tác động đến chi tiêu cho y tế trẻ em. Vì mơ hình này thể hiện được đầy đủ các tác động không quan sát được ở hai mơ hình tobit bình thường ở bảng 5.8 và 5.9. Các yếu tố tác động đến chi tiêu ở mơ hình tobit panel phù hợp với mơ hình lý thuyết và các nghiên cứu trước.
5.4.1. Đặc điểm kinh tế
Biến thu nhập của hộ gia đình có tác động dương lên mức chi tiêu y tế bình quân cho trẻ em. Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, nếu thu nhập của hộ tăng thì mức chi tiêu y tế bình quân cho trẻ em sẽ tăng và ngược lại. Ngồi ra, nhóm hộ có thu nhập càng cao thì mức chi tiêu y tế bình quân cho trẻ càng cao. Điều này cũng phù hợp với cả 3 mơ hình với kết quả thống kê mô tả ban đầu khi cho rằng mức chi tiêu y tế bình quân của hộ cho trẻ em sẽ tăng theo các mức thu nhập của hộ.
5.4.2. Đặc điểm hộ gia đình
Giới tính của chủ hộ có tác động dương đến mức chi tiêu y tế bình quân của trẻ em. Vấn đề này chỉ xảy ra ở mơ hình tobit panel cịn mơ hình tobit theo từng năm thì khơng ảnh hưởng. Điều này được giải thích với lý do 2 mơ hình theo từng năm ở bảng 5.8 và 5.9 chưa quan sát được sự thay đổi của yếu tố giới tính qua thời gian, có thể qua thời gian thì mới nhận thấy rõ mức quan tâm của chủ hộ là nữ hơn người nam về vấn đề sức khỏe và qua từng năm số chủ hộ là nữ cũng tăng lên và họ làm chủ được kinh tế gia đình. Như vậy, theo mơ hình tobit panel ở bảng 5.10 thì qua thời gian chủ hộ là phụ nữ sẽ chi tiêu y tế cho trẻ em nhiều hơn.
Học vấn của chủ hộ theo nghiên cứu này khơng có tác động đến mức chi tiêu y tế trẻ em bình quân của hộ gia đình. Tuy nhiên, trong mơ hình ở bảng 5.8 (năm 2010) thì những hộ có trình độ học vấn cao thì mức chi tiêu y tế trẻ em cao, nhưng trong mơ hình ở bảng 5.9 (năm 2012) và mơ hình panel thì trình độ học vấn lại khơng có ảnh hưởng.
Biến Tuổi chủ hộ có hệ số âm thể hiện mối quan hệ ngược chiều với chi tiêu y tế bình quân cho trẻ em. Điều này cho thấy rằng trong điều kiện các nhân tố khác khơng đổi, thì khi tuổi bình quân của chủ hộ tăng chi tiêu y tế bình quân của trẻ em sẽ giảm. Điều này có thể lý giải cho việc khi tuổi chủ hộ tăng thì phải dành một số chi tiêu cần thiết cho người cao tuổi.
Tác động tương tự như biến tuổi của chủ hộ, biến quy mô các thành viên trong hộ (TV) cho thấy một tác động ngược chiều lên mức chi tiêu bình quân cho y tế của trẻ em. Theo đó, trong cùng điều kiện, hộ càng đơng người phụ thuộc thì mức chi tiêu y tế bình quân cho trẻ càng thấp. Như vậy, khi thu nhập của hộ và các điều kiện khác khơng đổi thì việc càng có nhiều thành viên phụ thuộc sinh sống thì mức chi tiêu y tế bình quân cho từng người, kể cả trẻ em sẽ sụt giảm.
Ngược với số thành viên trong hộ đó là số trẻ em trong hộ, theo các mơ hình cho thấy số trẻ em trong hộ có tác động dương đến chi tiêu y tế trẻ em. Như vậy khi hộ gia đình có số lượng trẻ em càng nhiều thì chi tiêu y tế cho trẻ em trong hộ sẽ tăng.
Yếu tố Thành thị - nơng thơn (TT) có dấu dương cho thấy một mối quan hệ cùng chiều với chi tiêu bình quân cho y tế của trẻ em. Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, nếu trẻ em đang sinh sống ở khu vực thành thị có mức chi tiêu cho y tế cao hơn trẻ em đang sinh sống ở khu vực nơng thơn. Điều này hồn tồn phù hợp với kết luận thống kê mơ tả khi cho rằng có sự chênh lệch chi tiêu cho y tế của trẻ giữa khu vực thành thị so với khu vực nơng thơn. Mơ hình cho thấy có ít nhất 1 biến vùng trung du và miền núi phía Bắc có tác động đến biến chi tiêu y tế. Điều này có thể kết luận rằng đặc điểm của các vùng miền nơi trẻ sinh sống tác động có ý nghĩa đến chi tiêu cho y tế của trẻ em.
Kết quả phân tích hồi quy tobit cả 3 mơ hình ở Bảng 5.8, 5.9 và 5.10 đều khẳng định có sự khác biệt trong chi tiêu cho y tế của trẻ giữa hai nhóm dân tộc Kinh, Hoa và nhóm dân tộc khác. Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, nếu trẻ em là người dân tộc Kinh, Hoa thì có mức chi tiêu bình qn cho y tế là cao hơn trẻ em thuộc các dân tộc khác. Bên cạnh đó, kết quả thống kê mơ tả ở
chương 3 cho thấy những hộ có trẻ là người dân tộc Kinh và Hoa có mức chi tiêu bình qn cho y tế cho trẻ em cao hơn rất nhiều so với các trẻ em thuộc các dân tộc khác.
5.4.3. Đặc điểm về điều kiện chăm sóc sức khỏe
Các biến đại diện cho cơ sở y tế khám chức bệnh có biến CS4 mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê mức nghĩa 10%. Điều này có thể kết luận rằng đặc điểm, loại hình cơ sở y tế có tác động khơng lớn đến quyết định, cũng như mức chi tiêu y tế trẻ em.
Với cơ sở chọn bệnh viện cấp 1 gồm y tế thôn bản,trạm y tế xã/phường làm biến tham chiếu thì hệ số ước lượng của biến đại diện cho biến bệnh viện cấp 4