vùng kém phát triển hay thất nghiệp đều ít mua BHYT PHI; và điều kiện sức khỏe cũng có tác động mạnh đến quyết định nhập viện.
Tác giả sử dụng hai mô hình probit nhị phân
Mô hình 1: xem xét các yếu tố tác động đến quyết định sở hữu BHYT tư nhân (PHI-Private Health Insurance). Dựa vào các biến tuổi, giới tính, sức khỏe và cách sống, tác giả kết luận không có lựa chọn ngược.
yiPHI=α’PHISOCIOi+ β’PHIDEMOi+ γ’PHIGEOi + δ’PHI HEALTHi + εiPHI
Mô hình 2: xem xét các yếu tố tác động đến quyết định nhập viện. Dựa vào biến PHI, tác giả kết luận có rủi ro đạo đức trong quyết định nhập viện ở năm 1996 và không tồn tại rủi ro đạo đức trong năm 2006.
yiHOSP= α’HOSPSOCIOi+ β’HOSPDEMOi + γ’HOSPGEOi + δ’ HOSP HEALTHi + υ’iHOSPPVTCARE+yiPHI+ εiHOSP
Với, yiPHI = bảo hiểm PHI ( có/không)
yiHOSP = nhập viện ở bất cứ bệnh viện nào trong vòng 12 tháng qua kể cả bệnh viện tư hoặc bệnh viện công ( có/không)
SOCIOi = các biến kinh tế xã hội như thu nhập hàng tháng của hộ gia đình, trình độ giáo dục, nghề nghiệp và khu vực nghề nghiệp.
DEMOi = Các biến nhân khẩu học gồm tuổi, giới tính, tình trạng hôn nhân và tôn giáo.
GEOi = các biến về vùng địa lý
HEALTHi = các biến về sức khỏe và cách sống ( có các bệnh như: huyết áp, tiểu đường, hen suyển, và hút thuốc)
PVTCARE= 1 nếu phải nhập viện vào bất cứ bệnh viện tư nào trong suốt 12 tháng.
Dựa vào biến yiPHI , tác giả kế luận người có bảo hiểm PHI thường nhập viện hơn người không có PHI trong năm 1996 và đây là dấu hiệu của rủi ro đạo đức.
Nghiên cứu của Nguyễn Văn Ngãi và Hồng ( 2012)
Dựa theo mô hình của Tomislav and Danijel (2008), tác giả áp dụng vào thị trường BHYT tự nguyện ở tỉnh Đồng Tháp với dữ liệu gồm 150 quan sát, khảo sát những người đang đi khám bệnh tại bệnh viện đa khoa Đồng Tháp.
Mô hình logit kiểm định sự tồn tại lựa chọn ngược với biến phụ thuộc Y là mua hoặc không mua BHYT, các biến độc lập là tình trạng sức khỏe trước khi mua BHYT (rất tốt, tốt, trung bình, xấu, rất xấu) , giới tính, thu nhập bình quân, tình trạng hôn nhân, mức độ tin tưởng vào chính sách BHYT, học vấn, nghề nghiệp.Kết quả của mô hình kiểm định lựa chọn ngược cho thấy các biến sức khỏe trung bình, xấu, rất xấu đều có ý nghĩa thống kê và hệ số tác động dương, còn biến sức khỏe tốt không có ý nghĩa. Tác giả kết luận tồn tại lựa chọn ngược trong thị trường BHYT tự nguyện của Đồng Tháp khi người có sức khỏe kém có xác suất mua BHYT cao hơn người có sức khỏe tốt và rất tốt.
Mô hình hồi quy OLS kiểm định rủi ro đạo đức với biến phụ thuộc Y là số lần KCB, biến độc lập là tình trạng BHYT của cá nhân ( có BHYTtự nguyện hoặc có BHYT bắt buộc hoặc không có BHYT), tuổi, hưu trí. Kết quả cho thấy biến tự nguyện, biến tuổi và biến hưu trí đều có ý nghĩa thống kê. Tác giả đưa ra kết luận người có BHYT tự nguyện có số lần KCB nhiều hơn người không có BHYT, đây chính là rủi ro đạo đức.
Nghiên cứu của Matthew Jowett (2001)
Nghiên cứu thực hiện khảo sát 1.649 người ở 03 tỉnh Việt Nam gồm Ninh Bình, Hải Phòng và Đồng Tháp về chương trình Bảo hiểm Y tế tự nguyện (VHI) vào năm 1999. Các câu hỏi bao gồm sự đánh giá của cá nhân về tình trạng sức khỏe, đặc điểm kinh tế xã hội, nhân khẩu học, chi tiêu y tế.
Mô hình kiểm định về Rủi ro đạo đức
Tác giả sử dụng mô hình hồi quy Poisson với biến phụ thuộc là số lần khám chữa bệnh (mức độ sử dụng các dịch vụ y tế). Các biến giải thích bao gồm tình trạng sức khỏe trong vòng 12 tháng trước cuộc khảo sát, nghề nghiệp, tôn giáo, giới
tính, tình trạng hôn nhân, trình độ văn hóa, chi tiêu bình quân đầu người và biến có mua Bảo hiểm y tếVHI hay không. Dựa vào kết quả mô hình với biến giả VHI không có ý nghĩa thông kê nghĩa là không có sự khác biệt về mức độ sử dụng các dịch vụ y tế giữa những người không có Bảo hiểm VHI và có Bảo hiểm VHI. Từ đó tác giả kết luận không tồn tại rủi ro đạo đức trong chương trình BHYT
Mô hình về cầu BHYT tự nguyện
Tác giả sử dụng mô hình logit với biến phụ thuộc là đã mua bảo hiểmVHI/ không mua VHI. Các biến kiểm soát bao gồm tình trạng sức khỏe, chi tiêu bình quân , vùng miền, khoảng cách đến cơ sở y tế, nghề nghiệp, tôn giáo, học vấn, tuổi, giới tính, hôn nhân. Dựa vào kết quả các cá nhân có sức khỏe tốt không thích mua bảo hiểm VHI, tác giả kết luận có lựa chọn ngược tồn tại trong chương trình BHYT.
Phụ lục 2. Kết quả hồi quy và các kiểm định đối với mô hình logit (kiểm định lựa chọn ngược).
Number of obs | = | 13691 | |
LR chi2(27) | = | 1895.16 | |
Prob > chi2 | = | 0.0000 | |
Log likelihood = -5783.6492 | Pseudo R2 | = | 0.1408 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Hồi Quy Kiểm Định Rủi Ro Đạo Đức Đối Với Kcb Ngoại Trú Kiểm Tra Overdispersion -
Kết Quả Hồi Quy Đối Với Số Lần Kcb Nội Trú -
Mô Hình Của Một Số Nghiên Cứu Liên Quan. -
Lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức trong Bảo hiểm Y tế Việt Nam - 14
Xem toàn bộ 120 trang tài liệu này.
Coef. | Std. Err. | z | P>|z| | [95% Conf. | Interval] | |
SKTot | -.9984591 | .051176 | -19.51 | 0.000 | -1.098762 | -.8981559 |
SKKem | .5704103 | .0882616 | 6.46 | 0.000 | .3974208 | .7433999 |
Tuoi | .0323687 | .0022128 | 14.63 | 0.000 | .0280317 | .0367057 |
GTNam | -.2246518 | .0504772 | -4.45 | 0.000 | -.3235852 | -.1257184 |
Daihoc | .9491277 | .1681069 | 5.65 | 0.000 | .6196442 | 1.278611 |
Bangnghe | 1.026554 | .2152673 | 4.77 | 0.000 | .604638 | 1.44847 |
THPT | .7023785 | .0742587 | 9.46 | 0.000 | .5568342 | .8479228 |
THCS | .2618762 | .0603642 | 4.34 | 0.000 | .1435646 | .3801877 |
ChuaKH | -.2276604 | .0939577 | -2.42 | 0.015 | -.4118141 | -.0435067 |
NhaLD | .2034475 | .4116988 | 0.49 | 0.621 | -.6034673 | 1.010362 |
GiaosuKysu | .3352625 | .171552 | 1.95 | 0.051 | -.0009732 | .6714982 |
VPDV | .0009662 | .0731876 | 0.01 | 0.989 | -.142479 | .1444113 |
Congnghiep | -.0647658 | .0709737 | -0.91 | 0.361 | -.2038717 | .0743401 |
LDgiandon | .1955341 | .1192028 | 1.64 | 0.101 | -.038099 | .4291673 |
Huutri | .2877353 | .1035171 | 2.78 | 0.005 | .0848456 | .4906251 |
thatnghiep | .2672486 | .0973986 | 2.74 | 0.006 | .0763508 | .4581465 |
dihoc | .4214944 | .2042422 | 2.06 | 0.039 | .0211871 | .8218016 |
lnthunhap | .4848752 | .0411252 | 11.79 | 0.000 | .4042712 | .5654791 |
DTKinh | .8176859 | .1515752 | 5.39 | 0.000 | .520604 | 1.114768 |
DTHoa | .5770566 | .2718796 | 2.12 | 0.034 | .0441824 | 1.109931 |
Thanhthi | .3654424 | .0546857 | 6.68 | 0.000 | .2582605 | .4726243 |
tsnguoiHoGD | .041221 | .0150165 | 2.75 | 0.006 | .0117892 | .0706528 |
Vung1 | -.3743068 | .0736426 | -5.08 | 0.000 | -.5186436 | -.22997 |
Vung2 | .2021775 | .0945401 | 2.14 | 0.032 | .0168824 | .3874727 |
Vung3 | .1650904 | .067101 | 2.46 | 0.014 | .0335748 | .2966061 |
Vung4 | -.8853093 | .1256636 | -7.05 | 0.000 | -1.131605 | -.6390131 |
Vung5 | -.4352534 | .080578 | -5.40 | 0.000 | -.5931834 | -.2773234 |
_cons | -7.151675 | .3644756 | -19.62 | 0.000 | -7.866034 | -6.437316 |
2.2 Các kiểm định đối với hồi quy logit (lựa chọn ngược)
. estat classification
Logistic model for BHYT
True
D | ~D | Total | |
+ - | 464 2189 | 312 10726 | 776 12915 |
Total | 2653 | 11038 | 13691 |
Classified + if predicted Pr(D) >= .5 True D defined as BHYT != 0
Pr( +| D) | 17.49% | |
Specificity | Pr( -|~D) | 97.17% |
Positive predictive value | Pr( D| +) | 59.79% |
Negative predictive value | Pr(~D| -) | 83.05% |
False + rate for true ~D | Pr( +|~D) | 2.83% |
False - rate for true D | Pr( -| D) | 82.51% |
False + rate for classified + | Pr(~D| +) | 40.21% |
False - rate for classified - | Pr( D| -) | 16.95% |
Correctly classified | 81.73% | |
. estat gof |
Logistic model for BHYT, goodness-of-fit test
13691 | |
number of covariate patterns = | 13686 |
Pearson chi2(13658) = | 13500.52 |
Prob > chi2 = | 0.8296 |
. vif
VIF | 1/VIF | |
Tuoi | 1.90 | 0.525139 |
Vung1 | 1.68 | 0.596010 |
Vung3 | 1.49 | 0.671701 |
THPT | 1.46 | 0.683657 |
Huutri | 1.45 | 0.691304 |
ChuaKH | 1.44 | 0.694499 |
Congnghiep | 1.40 | 0.715533 |
VPDV | 1.38 | 0.726033 |
Vung5 | 1.37 | 0.727665 |
DTKinh | 1.36 | 0.737377 |
Vung2 | 1.35 | 0.738481 |
THCS | 1.33 | 0.753984 |
Daihoc | 1.26 | 0.793311 |
GiaosuKysu | 1.25 | 0.798503 |
dihoc | 1.25 | 0.798546 |
lnthunhap | 1.25 | 0.798800 |
DTHoa | 1.25 | 0.799708 |
Thanhthi | 1.23 | 0.813705 |
SKTot | 1.21 | 0.824910 |
thatnghiep | 1.20 | 0.832480 |
Vung4 | 1.19 | 0.841660 |
GTNam | 1.14 | 0.878240 |
SKKem | 1.11 | 0.899168 |
LDgiandon | 1.10 | 0.910904 |
Bangnghe | 1.09 | 0.914122 |
tsnguoiHoGD | 1.08 | 0.922738 |
NhaLD | 1.04 | 0.957669 |
Mean VIF | 1.31 | |
. estat hettest
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance
Variables: fitted values of BHYT
chi2(1) = 1652.24
Prob > chi2 = 0.0000
2.3 Hồi quy logit với tùy chọn robust và tác động biên
Number of obs | = | 13691 | |
Wald chi2(27) | = | 1585.73 | |
Prob > chi2 | = | 0.0000 | |
Log pseudolikelihood = -5783.6492 | Pseudo R2 | = | 0.1408 |
Coef. | Robust Std. Err. | z | P>|z| | [95% Conf. | Interval] | |
SKTot | -.9984591 | .0507893 | -19.66 | 0.000 | -1.098004 | -.8989139 |
SKKem | .5704103 | .0882388 | 6.46 | 0.000 | .3974654 | .7433552 |
Tuoi | .0323687 | .0022367 | 14.47 | 0.000 | .0279849 | .0367525 |
GTNam | -.2246518 | .0503729 | -4.46 | 0.000 | -.3233809 | -.1259227 |
Daihoc | .9491277 | .1679166 | 5.65 | 0.000 | .6200172 | 1.278238 |
Bangnghe | 1.026554 | .1999011 | 5.14 | 0.000 | .6347551 | 1.418353 |
THPT | .7023785 | .0741802 | 9.47 | 0.000 | .556988 | .847769 |
THCS | .2618762 | .0601735 | 4.35 | 0.000 | .1439384 | .379814 |
ChuaKH | -.2276604 | .0979262 | -2.32 | 0.020 | -.4195923 | -.0357284 |
NhaLD | .2034475 | .4904713 | 0.41 | 0.678 | -.7578585 | 1.164754 |
GiaosuKysu | .3352625 | .1690322 | 1.98 | 0.047 | .0039654 | .6665596 |
VPDV | .0009662 | .0734929 | 0.01 | 0.990 | -.1430773 | .1450097 |
Congnghiep | -.0647658 | .0706838 | -0.92 | 0.360 | -.2033035 | .0737719 |
LDgiandon | .1955341 | .1196097 | 1.63 | 0.102 | -.0388965 | .4299648 |
Huutri | .2877353 | .1041367 | 2.76 | 0.006 | .0836311 | .4918395 |
thatnghiep | .2672486 | .0971392 | 2.75 | 0.006 | .0768592 | .4576381 |
dihoc | .4214944 | .2084279 | 2.02 | 0.043 | .0129832 | .8300056 |
lnthunhap | .4848752 | .0403092 | 12.03 | 0.000 | .4058705 | .5638798 |
DTKinh | .8176859 | .1515282 | 5.40 | 0.000 | .5206961 | 1.114676 |
DTHoa | .5770566 | .2804568 | 2.06 | 0.040 | .0273714 | 1.126742 |
Thanhthi | .3654424 | .0545972 | 6.69 | 0.000 | .2584339 | .4724508 |
tsnguoiHoGD | .041221 | .014651 | 2.81 | 0.005 | .0125055 | .0699365 |
Vung1 | -.3743068 | .0738325 | -5.07 | 0.000 | -.5190159 | -.2295978 |
Vung2 | .2021775 | .0935436 | 2.16 | 0.031 | .0188354 | .3855197 |
Vung3 | .1650904 | .066924 | 2.47 | 0.014 | .0339219 | .296259 |
Vung4 | -.8853093 | .1258367 | -7.04 | 0.000 | -1.131945 | -.6386739 |
Vung5 | -.4352534 | .0801973 | -5.43 | 0.000 | -.5924373 | -.2780696 |
_cons | -7.151675 | .354048 | -20.20 | 0.000 | -7.845596 | -6.457754 |
Marginal effects after logit y = Pr(BHYT) (predict)
= .15337543
dy/dx | Std. Err. | z | P>|z| | [ 95% | C.I. ] | X | |
SKTot* SKKem* Tuoi GTNam* Daihoc* Bangnghe* THPT* THCS* ChuaKH* NhaLD* Giaosu~u* VPDV* Congng~p* LDgian~n* Huutri* thatng~p* dihoc* lnthun~p DTKinh* DTHoa* Thanhthi* tsnguo~D Vung1* Vung2* Vung3* Vung4* Vung5* | -.1408675 .0877041 .0042031 -.0290857 .16386 .1814527 .1065536 .0352426 -.0279399 .0283078 .0485478 .0001255 -.0083087 .0270026 .0407587 .037559 .0626795 .0629617 .0825804 .0901711 .0499908 .0053526 -.0452014 .0277928 .0221467 -.0875433 -.0505635 | .0076 .01573 .00029 .0065 .03585 .04411 .01283 .00838 .01129 .07288 .02706 .00955 .00895 .01752 .01604 .0147 .03497 .00525 .01137 .05132 .00782 .0019 .00825 .01358 .00928 .00902 .00827 | -18.53 5.57 14.69 -4.48 4.57 4.11 8.30 4.21 -2.47 0.39 1.79 0.01 -0.93 1.54 2.54 2.55 1.79 11.98 7.26 1.76 6.39 2.81 -5.48 2.05 2.39 -9.71 -6.11 | 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.013 0.698 0.073 0.990 0.353 0.123 0.011 0.011 0.073 0.000 0.000 0.079 0.000 0.005 0.000 0.041 0.017 0.000 0.000 | -.155764 .056867 .003642 -.04182 .093605 .095004 .081402 .018819 -.050076 -.114543 -.004481 -.018587 -.025854 -.007341 .009317 .00874 -.005851 .052664 .060288 -.010407 .034656 .001622 -.061366 .001178 .003966 -.105218 -.066772 | -.125971 .118542 .004764 -.016351 .234115 .267902 .131706 .051666 -.005804 .171159 .101576 .018838 .009237 .061346 .0722 .066378 .13121 .07326 .104873 .19075 .065326 .009083 -.029036 .054408 .040327 -.069869 -.034355 | .613469 .052589 42.053 .478124 .018991 .010737 .169016 .304214 .144109 .002483 .018552 .160982 .230224 .039953 .055511 .065883 .019575 7.46384 .93587 .011833 .295377 4.3625 .219487 .088964 .214886 .063472 .133664 |
(*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1