Biến phụ thuộc Robust
BH (có = 1) Hệ số hồi quy Std. Err Z P >⏐Ζ⏐
Biến độc lập
Tình trạng sức khoẻ
Số lần KCB ngoại trú (HS1) 0.0209 0.0075 2.78 0.005 Số lần KCB nội trú (HS2) 0.2671 0.0564 4.73 0.000
Chi phí y tế
Chi phí y tế/Tổng chi phí (HE_TE) 0.0089 0.0030 3.00 0.003
Đặc tính cá nhân
Tuổi tác (C3) -0.0301 0.0018 -16.4 0.000 Dân tộc (C4) -1.0132 0.1552 -6.53 0.000
Đặc tính hộ gia đình
Tuổi tác của chủ hộ (H3) 0.0155 0.0026 5.96 0.000 Quy mơ hộ gia đình (H4) -0.0519 0.0194 -2.67 0.008 Chi tiêu bình quân đầu người (H5) 0.1066 0.0748 1.43 0.154
Hệ số -0.3541 0.1662 0.033 Số quan sát 8488 -2.13 Wald chi2 (12) 355.43 Prob > Chi2 0.0000 Pseudo R2 0.0612
Tính tác động biên của các hệ số hồi quy:
Bảng 3.6 : Tác động biên của các hệ số hồi quy mơ hình giới hạn
Biến phụ thuộc BH (có = 1) dy/dx Std. Err Z P >⏐Ζ⏐ Biến độc lập Tình trạng sức khoẻ Số lần KCB ngoại trú (HS1) 0.0045 0.0016 2.78 0.005 Số lần KCB nội trú (HS2) 0.0580 0.0122 4.74 0.000 Chi phí y tế
Chi phí y tế/Tổng chi phí (HE_TE) 0.0019 0.0007 3.00 0.003
Đặc tính cá nhân
Tuổi tác (C3) -0.0065 0.0004 -17.12 0.000
Dân tộc (C4) -0.1776 0.0205 -8.65 0.000
Đặc tính hộ gia đình
Tuổi tác của chủ hộ (H3) 0.0034 0.0006 5.95 0.000 Quy mơ hộ gia đình (H4) -0.0113 0.0042 -2.70 0.007 Chi tiêu bình quân đầu người (H5) 0.0232 0.0163 1.42 0.155
Mặc dù biến H5 (biến thu nhập được thay thế bằng chi tiêu bình quân đầu người) khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi quy nhưng tác giả vẫn giữ biến này trong mơ hình vì nó có cơ sở lý thuyết khá mạnh. Biến này có ý nghĩa thống kê tác động lên hành vi mua BH của người dân, kết quả này đã được chứng minh qua các nghiên cứu thực nghiệm [19; 20; 22; 24].
4 33.2.4. Giải thích kết quả hồi quy và thảo luận
Độ phù hợp tổng quát của mơ hình được kiểm định ở phụ lục 20 cho kết luận, có
mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Các biến đưa ra khỏi mơ hình C1; C2; H1 và H2 được kiểm định ở phụ lục 21 cho kết quả: các biến này khơng có tác động lên biến phụ thuộc BH.
Phân tích tác động biên của các hệ số hồi quy trong mơ hình giới hạn lên biến phụ thuộc BH:
Ở mức ý nghĩa 1%, biến tình trạng sức khoẻ có ý nghĩa thống kê tác động tích cực
lên xác suất mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lammers & Warmerdam (2010) [22]. Cụ thể: trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, số lần KCB ngoại trú trong năm tăng thêm 1 lần khám sẽ làm tăng xác suất mua BHYTTN lên 0,5% và số lần KCB nội trú (nhập viện) trong năm tăng thêm 1 lần khám sẽ làm tăng xác suất mua BHYTTN lên 5,8%. Sở dĩ có sự khác biệt tương đối lớn về tác động của số lần KCB ngoại trú và số lần nhập viện đến xác suất mua BHYTTN của người dân là vì nhập viện thể hiện rủi ro về mặt sức khoẻ lớn hơn rất nhiều, mặt khác chi phí KCB cũng cao hơn rất nhiều so với khám ngoại trú nên nó ảnh hưởng lớn đến chi tiêu của người dân. Vì vậy, khi rủi ro về mặt sức khoẻ càng tăng người dân càng có động cơ để tham gia BHYTTN tích cực hơn. Đây chính là bằng chứng chứng minh có tồn tại tình trạng lựa chọn ngược trong BHYTTN ở Việt Nam.
Ở mức ý nghĩa 1%, biến chi phí y tế trên tổng chi phí của hộ gia đình có ý nghĩa
thống kê tác động tích cực lên xác suất mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Bhat & Jain (2006) [19]. Nếu các yếu tố khác không đổi, chi phí y tế trên tổng chi phí của hộ gia đình tăng thêm 1% sẽ làm tăng xác suất mua BHYTTN lên 0,2%. Chi phí y tế trên tổng chi phí của hộ gia đình càng cao thì xác suất mua BHYT của hộ gia
đình càng cao vì lúc này chi phí y tế thực sự là gánh nặng với các hộ gia đình, do đó họ
tham gia BHYTTN để được san sẻ gánh nặng y tế khi bị ốm đau.
Ở mức ý nghĩa 1%, tuổi của người được khảo sát có ý nghĩa thống kê tác động tiêu
cực lên xác suất mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyen & Knowles (2010) [20]. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tuổi của người được
khảo sát tăng thêm 1 tuổi sẽ làm giảm xác suất mua BHYTTN xuống 0,65%. Tuy nhiên,
đối tượng nghiên cứu của Nguyen & Knowles (2010) [20] là học sinh sinh viên có độ tuổi
từ 6 đến 20 nên cho kết luận học sinh ở bậc học càng thấp có xác suất mua BHYTTN càng cao. Đối tượng nghiên cứu của tác giả là tất cả những người có độ tuổi lớn hơn 6 tuổi. Vì vậy, tác giả chia bộ dữ liệu của mình thành hai nhóm: nhóm từ 6 đến 20 tuổi và nhóm trên 20 tuổi và chạy hai mơ hình hồi quy theo hai nhóm trên, kết quả ở hai nhóm này rất thú vị (xem phụ lục 22). Ở nhóm từ 6 đến 20 tuổi, biến tuổi của người được khảo sát có ý nghĩa thống kê tác động tiêu cực lên xác suất mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu cũng như đối tượng nghiên cứu của Nguyen & Knowles (2010) [20]. Ở nhóm trên 20 tuổi, biến tuổi của người được khảo sát cũng có ý nghĩa thống kê nhưng lại tác
động tích cực lên xác suất mua BHYTTN. Nghĩa là tuổi càng cao người dân càng mua
BHYTTN nhiều hơn. Điều này là hợp lý vì khi người ta càng nhiều tuổi họ càng lo sợ hơn về rủi ro sức khoẻ của mình và thực tế tuổi càng cao sức khoẻ của họ càng yếu đi, vì vậy họ mua BHYTTN để được an tâm.
Ở mức ý nghĩa 1%, biến dân tộc có ý nghĩa thống kê tác động tiêu cực lên xác suất
mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyen & Knowles (2010) [20]. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu người được khảo sát là dân tộc thiểu số thì xác suất mua BHYTTN sẽ thấp hơn những dân tộc khác 17,76%. Điều này có thể được lý giải như sau: nếu người được khảo sát là dân tộc thiểu số mức độ hiểu biết của họ bị hạn chế hơn nên họ chưa nhận thức rõ lợi ích từ việc tham gia BHYTTN. Ngay cả khi họ nhận thức được điều này thì khả năng tài chính của họ cũng là rào cản lớn khiến họ ít tham gia BHYTTN hơn (vì thu nhập của họ sẽ thấp hơn rất nhiều so với các dân tộc khác). Ngoài ra, vấn đề thơng tin tun truyền chính sách BHYT của nhà nước đến nhóm
đối tượng này cũng chậm hơn và hạn chế hơn.
Ở mức ý nghĩa 1%, tuổi tác của chủ hộ có ý nghĩa thống kê tác động tích cực lên
xác suất mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Bendig & Arun (2011) [18]; Bhat & Jain(2006) [19]; Nguyen & Knowles (2010) [20] và Tetsuji Yamada,
Chen, Tadashi Yamada, Noguchi & Miller (2009) [24]. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, Tuổi của chủ hộ tăng thêm 1 tuổi sẽ làm tăng xác suất mua BHYTTN lên
0,34%. Chủ hộ nhiều tuổi hơn có nhiều khả năng bị bệnh do sức khoẻ giảm sút. Mặt khác, khi họ càng lớn tuổi họ càng thấy lo sợ hơn về rủi ro sức khoẻ của mình. Do đó, họ mua BHYTTN để tự bảo hiểm và chống lại những rủi ro sức khoẻ có thể xảy ra trong tương lai gây ra cho họ gánh nặng về chi phí y tế.
Ở mức ý nghĩa 1%, quy mô hộ có ý nghĩa thống kê tác động tiêu cực lên xác suất
mua BHYTTN, điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lammers & Warmerdam (2010) [22]. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, số người trong hộ tăng thêm 1 người sẽ làm giảm xác suất mua BHYTTN xuống 1,1%. Đối với những gia đình lớn, tổng chi phí BH có thể trở nên khơng có khả năng chi trả và sự sẵn lòng chi trả trên một cá nhân giảm dần khi quy mơ hộ tăng dần, nhưng tổng mức sẵn lịng chi trả thì cao hơn ở những gia đình lớn hơn.
Mặc dù biến thu nhập (được thay thế bằng biến chi tiêu bình qn đầu người) có cơ sở lý thuyết khá mạnh nhưng trong mơ hình hồi quy của tác giả biến này lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể lý giải như sau: ở Việt Nam các nhóm thu nhập khác nhau có cơ hội tiếp cận với các loại hình BHYT là khác nhau. Nhóm có thu nhập càng thấp càng có nhiều khả năng lựa chọn BHYTTN vì vừa sức với khả năng chi trả của họ. Trong khi nhóm có thu nhập cao hơn họ có nhiều cơ hội tiếp cận với các dịch vụ y tế khác nhau, nghĩa là họ có nhiều cơ hội để lựa chọn loại BHYT, do đó họ thường ít lựa chọn
BHYTTN, hai xu hướng này có thể làm triệt tiêu nhau nên biến chi tiêu bình qn khơng có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó, số liệu chi tiêu bình qn của hộ gia đình trong năm có thể chưa được báo cáo chính xác cũng là một nguyên nhân làm cho biến này khơng có ý nghĩa thống kê.
4 43.2.5. Kết luận
Mục đích nghiên cứu của tác giả là “đo lường tác động của lựa chọn ngược lên
quyết định mua BHYTTN ở Việt Nam”, tác giả cho rằng tồn tại tình trạng lựa chọn ngược trong BHYTTN ở Việt Nam. Và kết quả hồi quy ở trên đã chứng minh điều đó, tác động của lựa chọn ngược lên quyết định mua BHYTTN mà tác giả đo lường được cụ thể: ở mức ý nghĩa 1%, số lần KCB ngoại trú trong năm tăng thêm 1 lần sẽ làm tăng xác suất mua BHYTTN lên 0,5% và số lần KCB nội trú trong năm tăng thêm 1 lần sẽ làm tăng xác suất mua BHYTTN lên 5,8% (trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi).
Như vậy, thực tế có tồn tại tình trạng lựa chọn ngược trong BHYTTN ở Việt Nam. Tuy nhiên, để biết ở mức độ tác động của lựa chọn ngược lên quyết định mua BHYTTN mà tác giả đo lường được có tác động đến bội chi quỹ BHYT hay khơng tác giả tiến hành các bước tính tốn tiếp theo để đo lường tác động của lựa chọn ngược trong BHYTTN lên bội chi quỹ BHYT ở Việt Nam.
1 0CHƯƠNG 4: ĐO LƯỜNG TÁC ĐỘNG CỦA LỰA CHỌN NGƯỢC TRONG BHYTTN ĐẾN BỘI CHI
QUỸ BHYT
2 34.1. Phương pháp và dữ liệu
4 54.1.1. Phương pháp
Tác giả sử dụng bộ số liệu VHLSS 2006 và 2008, dùng phần mềm Stata lọc ra các
đối tượng vừa được khảo sát ở năm 2006 đồng thời cũng được khảo sát ở năm 2008. Sau đó tiếp tục lọc ra nhóm được khảo sát năm 2006 khơng có BHYTTN nhưng sang năm
2008 họ có BHYTTN. Sử dụng số liệu tổng chi phí y tế trong năm của hộ gia đình để tính ra chi phí y tế bình quân trên người trong năm của các đối tượng trên qua hai năm 2006 và 2008. Tác giả tính chênh lệch giữa chi phí y tế bình qn trên người ở năm 2008 trừ đi năm 2006 (có điều chỉnh lạm phát) để chứng minh có sự khác biệt trong chi phí y tế của cùng một nhóm đối tượng trong hai năm nhưng khác nhau về hành vi tham gia BHYTTN.
Dựa vào số liệu chỉ số giá hàng tiêu dùng (CPI) của nhóm hàng dược phẩm, y tế của Tổng cục thống kê, tác giả tính được chỉ số lạm phát của năm 2008 so với năm 2006, từ đó làm cơ sở để điều chỉnh chi phí y tế bình qn đầu người của năm 2008 về 2006. Tác giả thu thập CPI bình quân của nhóm hàng dược phẩm, y tế năm 2008 so với năm 2007 và chỉ số này của năm 2007 so với năm 2006 rồi từ đó tính ra CPI bình qn của nhóm hàng dược phẩm y tế của năm 2008 so với năm 2006.
Để đo lường tác động của lựa chọn ngược lên bội chi Quỹ BHYT và đo lường động
cơ tham gia BHYT của nhóm đối tượng BHYTTN là lớn hay nhỏ, tác giả sử dụng bộ dữ liệu VHLSS năm 2008 nhưng chỉ khảo sát những đối tượng có BHYTTN. Sử dụng chi phí y tế mà BHYT chi trả cho KCB nội trú và ngoại trú của từng cá nhân để tính ra tổng số tiền mà BHYT phải trả cho một người trong năm. Sau đó so sánh kết quả này với mức đóng bình qn/người của nhóm đối tượng tham gia BHYTTN, từ đó tác giả tính được số người
được BHYT chi trả chi phí KCB cao hơn mức đóng của họ. Nếu tỷ lệ người được BHYT
chi trả chi phí y tế cao hơn mức đóng trong năm càng cao càng thể hiện người dân có động cơ lớn khi tham gia BHYTTN. Để tính tác động của lựa chọn ngược đến bội chi quỹ
BHYT, tác giả tính số tiền trung bình mà BHYT phải trả cho một người trong năm trừ đi mức đóng BHYTTN bình qn trong năm, đây sẽ là số tiền mà Quỹ BHYT phải bù cho
một người trong năm. Tiếp tục nhân kết quả vừa tính được với tổng số người tham gia BHYTTN trong năm 2008 sẽ ra tổng số tiền mà Quỹ BHYT phải bù cho nhóm đối tượng tham gia BHYTTN trong năm 2008. Con số này càng lớn càng thể hiện lựa chọn ngược có tác động càng nhiều đến bội chi quỹ BHYT.
4 64.1.2. Dữ liệu
Chương này tác giả sử dụng bộ số liệu VHLSS 2006 và 2008 để đánh giá tác động của lựa chọn ngược lên bội chi quỹ BHYT.
Độ lớn của mẫu: bộ VHLSS 2006 khảo sát trên 39.071 người trong đó có 7.256
người có BHYTTN và 23.600 khơng có BHYT. Bộ VHLSS 2008 khảo sát trên 38.253 người trong đó có 7.242 người có BHYTTN và 16.161 khơng có BHYT. Chương này chỉ nghiên cứu nhóm đối tượng vừa được điều tra năm 2006 đồng thời cũng được điều tra năm 2008 với điều kiện năm 2006 họ không tham gia BH và năm 2008 họ tham gia BHYTTN. Sau khi xử lý số liệu độ lớn của mẫu còn lại là 1.895 người. Với bộ VHLSS 2008 dùng để
đo lường động cơ tham gia BHYTTN và tác động của lựa chọn ngược lên bội chi Quỹ
BHYT, sau khi lọc ra những đối tượng có BHYTTN độ lớn của mẫu cịn 2.701 người.
2 44.2. Kết quả, phân tích và thảo luận
4 74.2.1. So sánh chi phí y tế giữa năm 2006 và 2008
a) Tính chỉ số giá nhóm hàng hố dược phẩm, y tế của năm 2008 so với năm 2006
Bảng 4.1: CPI nhóm hàng hố dược phẩm, y tế của năm 2008 so với năm 2006.
CPI bình quân năm 2007 so với năm 2006 105.12% CPI bình quân năm 2008 so với năm 2007 108.87% CPI bình quân năm 2008 so với năm 2006 1.144
Nguồn: Tổng cục thống kê [12 & 13] và tính tốn của tác giả. b) Chi phí y tế bình qn đầu người năm 2006 và 2008
ĐVT: đồng
2008 2006
Chi phí y tế bình qn/người trong năm 630,015 337,148 Chi phí y tế bình qn năm 2008 quy về 2006 550,500 Chênh lệch chi phí y tế bình qn (08 - 06) 213,352
Bảng 4.2: Chi phí y tế bình quân đầu người năm 2006 và 2008.
Hình 4.1: Chi phí y tế bình qn/người năm 2006 và 2008 đã điều chỉnh lạm phát
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ bộ số liệu VHLSS 2006 và 2008.
Từ kết quả trên cho thấy, chi phí y tế bình quân/người của năm 2008 cao hơn nhiều so với năm 2006 (630.015 đồng/người/năm so với 337.148 đồng/người/năm). Mặc dù chỉ số giá của nhóm hàng dược phẩm, y tế của năm 2008 cao hơn năm 2006 là 14,4% nhưng ngay cả khi chi phí y tế bình qn/người của năm 2008 được điều chỉnh lạm phát để đưa về giá trị của năm 2006 thì vẫn cao hơn năm 2006 là 213.352 đồng/người/năm. Điều này cho thấy, có sự khác biệt rất lớn về chi phí y tế giữa hai năm của cùng một nhóm đối tượng nhưng khác nhau ở hành vi mua BH. Nếu như năm 2006 họ khơng có BH thì chi phí dành cho việc chăm sóc sức khoẻ của họ chỉ ở mức 337.148 đồng/người/năm, thì sang năm 2008 họ thay đổi hành vi từ khơng mua BH sang mua BHYTTN và chi phí dành cho việc chăm