tương đương nhau. Tuy nhiên khi phân tích về số lần khám chữa bệnh ngoại trú giữa 2 nhóm thì có sự chênh lệch khá rõ ràng (Hình 5.1)
Với số lần KCB ngoại trú ít hơn 06 lần, số lượng người ở nhóm không sử dụng thẻ BHYT cao hơn so với nhóm có sử dụng thẻ BHYT; với số lần KCB ngoại trú từ 6-7 lần ở 02 nhóm khá tương đương, tuy nhiên càng về sau, khoảng cách giữa 02 nhóm càng rõ rệt. Những người KCB ngoại trú từ 11 lần trở lên đa số thuộc nhóm có sử dụng thẻ BHYT và theo bảng 5.3, số lần KCB ngoại trú trung bình của nhóm có sử dụng thẻ là 4,14 lần (cao hơn so với tổng số lần KCB ngoại trú trung bình là 3,68 lần) cho ta thấy có dấu hiệu của rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú khi người có sử dụng thẻ BHYT có số lần KCB ngoại trú nhiều hơn người không sử dụng thẻ BHYT.
Đối với KCB nội trú, ta thấy nhóm có sử dụng thẻ BHYT điều trị nội trú nhiều hơn, tuy nhiên hầu như không có sự lạm dụng khi số người KCB trên 5 lần là 37 người/ 2.171 người KCB nội trú , chiếm tỉ lệ rất nhỏ chỉ 1,7% , vì vậy có thể xem như không có rủi ro đạo đức trong KCB nội trú ( Hình 5.2).
người 1200
1000
800
600
400
không sử dụng thẻ BHYT
có sử dụng thẻ BHYT
200
0
1 lần 2 3 4 5 6 7 8 10 12
lần
Hình 5.2 So sánh số lần KCB nội trú trung bình
Nguồn: tính toán của tác giả từ VHLSS 2012
Khi phân tích chi tiết theo loại thẻ BHYT sử dụng (Bảng 5.5), ta thấy nhóm BHYT miễn phí và tự nguyện có số lượng người KCB đông nhất. Đối với BHYT tự nguyện, có thể một phần lý do đến từ lựa chọn ngược tuy nhiên đối với BHYT miễn phí với mức hưởng chi phí khi KCB là 100%, vì vậy số người sử dụng dịch vụ y tế ở nhóm này cao hơn hẳn so với các nhóm khác.
Tiếp tục xem xét về số lần KCB trung bình, ta thấy số lần KCB ngoại trú trung bình nhiều nhất thuộc về nhóm sử dụng BHYT tự nguyện (5,18 lần), các nhóm sử dụng loại BHYT khác cũng đều có số lần KCB ngoại trú trung bình cao hơn ( hộ cận nghèo, miễn phí) hoặc tương đối bằng với người không sử dụng thẻ (sinh viên, bắt buộc). Đối với KCB nội trú, số lần KCB nội trú trung bình giữa các nhóm không có sự chênh lệch nhiều so với nhóm không sử dụng thẻ, riêng nhóm BHYT sinh viên còn có số lần KCB nội trú trung bình thấp hơn cả đối với nhóm không sử dụng thẻ BHYT.Từ số liệu này, ta có thể kết luận rủi ro đạo đức có thể tồn tại trong KCB ngoại trú nhưng có thể không tồn tại trong KCB nội trú.
Bảng 5.5 Số lần KCB trung bình theo loại thẻ BHYT
Điều trị ngoại trú | Điều trị nội trú | |||
số người | số lần KCB trung bình | số người | số lần KCB trung bình | |
BHYT Hộ cận nghèo | 139 | 4,12 | 27 | 1,48 |
BHYT Sinh viên | 81 | 3,24 | 32 | 1,09 |
BHYT Bắt buộc | 994 | 3,24 | 293 | 1,38 |
BHYT Miễn phí | 2.031 | 4,03 | 645 | 1,58 |
BHYT Tự nguyện | 1.143 | 5,18 | 346 | 1,40 |
Cộng | 4.388 | 4,14 | 1.343 | 1,47 |
Không sử dụng BHYT | 4.798 | 3,26 | 828 | 1,34 |
Tổng | 9.186 | 3,68 | 2.171 | 1,42 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Khung Phân Tích Đối Với Kiểm Định Lựa Chọn Ngược (Các Yếu Tố Tác Động Đến Quyết Định Mua Bhyt) -
Khung Phân Tích Đối Với Kiểm Định Rủi Ro Đạo Đức (Các Yếu Tố Quyết Định Đến Số Lần Kcb) -
Thống Kê Biến Và Dấu Kỳ Vọng Mô Hình Kiểm Định Rủi Ro Đạo Đức -
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.
Xem toàn bộ 120 trang tài liệu này.
Nguồn: tính toán của tác giả từ VHLSS 2012
250
200
150
100
50
0
Khi xem xét các đặc điểm về vùng, ta nhận thấy số lượng người KCB ngoại trú trên 12 lần nhiều nhất ở vùng 6, nghĩa là hành vi rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú tập trung nhiều nhất ở vùng 6. Tuy nhiên, khi xét riêng đối tượng không có BHYT, ta thấy số lần KCB của những người không có thẻ BHYT ở vùng 6 cũng cao hơn so với các vùng khác. Vì vậy, lý do còn có thể đến từ khí hậu và môi trường sống như cách lý giải của Jowett (2001).
vùng 1 | vùng 2 | vùng 3 | vùng 4 | vùng 5 | vùng 6 | |
Không thẻ | 10 | 1 | 13 | 5 | 24 | 70 |
Có thẻ BHYT | 43 | 21 | 60 | 15 | 71 | 201 |
Hình 5.3 So sánh số người KCB ngoại trú trên 12 lần theo vùng
Nguồn: tính toán của tác giả từ VHLSS 2012
Ghi chú: Vùng 1- Đồng bằng sông Hồng, Vùng 2-Trung du và miền núi phía Bắc, Vùng 3- Bắc Trung Bộ và Duyên hải miền Trung, Vùng 4- Tây Nguyên, Vùng 5- Đông Nam Bộ, Vùng 6-Đồng bằng sông Cửu Long.
5.2 Kết quả hồi quy
5.2.1 Hồi quy logit mô hình kiểm định lựa chọn ngược
Bảng 5.6 Kết quả hồi quy kiểm định lựa chọn ngược
Hệ số | Sai số chuẩn | Tác động biên | Sai số chuẩn của tác động biên | |
SKTot (d) | -0.998*** | 0.051 | -0.141*** | 0.008 |
SKKem (d) | 0.570*** | 0.088 | 0.088*** | 0.016 |
Tuoi | 0.032*** | 0.002 | 0.004*** | 0 |
GTNam (d) | -0.225*** | 0.05 | -0.029*** | 0.006 |
Daihoc (d) | 0.949*** | 0.168 | 0.164*** | 0.036 |
Bangnghe (d) | 1.027*** | 0.2 | 0.181*** | 0.044 |
THPT (d) | 0.702*** | 0.074 | 0.107*** | 0.013 |
THCS (d) | 0.262*** | 0.06 | 0.035*** | 0.008 |
ChuaKH (d) | -0.228* | 0.098 | -0.028* | 0.011 |
NhaLD (d) | 0.203 | 0.49 | 0.028 | 0.073 |
GiaosuKysu (d) | 0.335* | 0.169 | 0.049 | 0.027 |
VPDV (d) | 0.001 | 0.073 | 0 | 0.01 |
Congnghiep(d) | -0.065 | 0.071 | -0.008 | 0.009 |
LDgiandon (d) | 0.196 | 0.12 | 0.027 | 0.018 |
Huutri (d) | 0.288** | 0.104 | 0.041* | 0.016 |
thatnghiep(d) | 0.267** | 0.097 | 0.038* | 0.015 |
dihoc (d) | 0.421* | 0.208 | 0.063 | 0.035 |
lnthunhap | 0.485*** | 0.04 | 0.063*** | 0.005 |
DTKinh (d) | 0.818*** | 0.152 | 0.083*** | 0.011 |
DTHoa (d) | 0.577* | 0.28 | 0.09 | 0.051 |
Thanhthi (d) | 0.365*** | 0.055 | 0.050*** | 0.008 |
tsnguoiHoGD | 0.041** | 0.015 | 0.005** | 0.002 |
Vung1 (d) | -0.374*** | 0.074 | -0.045*** | 0.008 |
Vung2 (d) | 0.202* | 0.094 | 0.028* | 0.014 |
Vung3 (d) | 0.165* | 0.067 | 0.022* | 0.009 |
Vung4 (d) | -0.885*** | 0.126 | -0.088*** | 0.009 |
Vung5 (d) | -0.435*** | 0.08 | -0.051*** | 0.008 |
_cons | -7.152*** | 0.354 | ||
N=13,691 | ||||
* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001 | ||||
Mô hình chỉ giải thích được 14,08% biến phụ thuộc, tuy nhiên với giá trị P- value của R2 <0.05 nên mô hình được xem là phù hợp (phụ lục 2.1)
Để có thể kết luận, nghiên cứu thực hiện một số kiểm định (phụ lục 2.2). Đầu tiên thực hiện kiểm định mức độ giải thích của mô hình, kết quả Correctly Classified đạt 81,73%, vì vậy mô hình có thể được xem là phù hợp để giải thích.
Tiếp theo thực hiện kiểm định độ phù hợp của mô hình logit, với Prob>chi2=0.83> mức ý nghĩa 0.05 nên có thể kết luận mô hình phù hợp. Nghiên cứu tiếp tục kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến bằng cách tính hệ số phóng đại phương sai VIF. Kết quả cho thấy VIF của các biến đều nhỏ hơn 10 nên có thể kết luận đa cộng tuyến ít nghiêm trọng. Vì vậy, có thể sử dụng kết quả hồi quy để đưa ra kết luận. Tuy nhiên, do có phương sai say đổi nên tác giả chạy lại hồi quy logit với tùy chọn robust và tính tác động biên (phụ lục 2.3), kết quả được trình bày ở Bảng 5.6
Các biến có ý nghĩa trong mô hình bao gồm: SKTot, SKKem,Tuoi,GTNam, Daihoc, Bangnghe, THPT, THCS, ChuaKH, Huutri, Thatnghiep, lnthunhap, DTKinh, Thanhthi, tsnguoiHoGĐ, Vung1, Vung2, Vung3, Vung4, Vung5.
Kết luận về sự tồn tại lựa chọn ngược
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, người có sức khỏe Tốt có xác suất mua BHYT thấp hơn 0,141 so với người có sức khỏe Trung bình và người có sức khỏe Kém có xác suất mua BHYT cao hơn 0,088 so với người có sức khỏe Trung bình. Bên cạnh đó, cứ tăng 1 năm tuổi thì xác suất mua BHYT tăng 0,004.
Nghiên cứu kết luận có lựa chọn ngược trong chương trình BHYT tự nguyện của Việt Nam do người có sức khỏe kém có xác suất mua BHYT cao hơn so người có sức khỏe tốt và trung bình, giống với kết luận của Jowett (2001), Ngãi và Hồng (2012) cũng như phù hợp với lý thuyết về việc lựa chọn ngược tồn tại bất cứ khi nào các các cá nhân được tự do lựa chọn mua hoặc không mua (Akerlof, 1970) .
Phân tích các biến kiểm soát khác trong mô hình.
Giới tính cũng tác động đến quyết định mua BHYT khi nam có xác suất mua BHYT thấp hơn 0,029 so với nữ trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này có khác biệt với nghiên cứu của Jowett (2001), Wang et al (2006) khi Jowett (2001) cho rằng nữ giới ít nghe thông tin về BHYT hơn so với nam, nhưng ông không tìm thấy sự khác biệt về giới tính trong quyết định mua BHYT và Hong Wang et al(2006) cũng không tìm thấy tác động của giới tính trong việc đăng ký mua BHYT. Ở đây, tác giả thiên về hướng giải thích người lo ngại rủi ro thường thích mua bảo hiểm hơn và nữ thường lo ngại rủi ro nhiều hơn so với nam (Adhikari and O’Leary, 2008). Kết luận này cũng phù hợp với Tomislav and Danijel (2008), Ngãi và Hồng (2012).
Tương tự với cách lý giải về sự khác biệt của giới tính trong xác suất mua BHYT, tác giả cho rằng người chưa kết hôn có xác suất mua BHYT thấp hơn 0,028 so với người đã kết hôn là do ít lo ngại rủi ro hơn, ít trách nhiệm hơn, mức độ lo lắng về tương lai ít hơn nên ít mua BHYT hơn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Wang et al ( 2006), Tomislav and Danijel (2008), Ha and Leung (2010).
Tiếp theo là các biến về trình độ học vấn. Nghiên cứu cho thấy trình độ học vấn cũng quan trọng không kém sức khỏe trong việc quyết định mua BHYT khi mức độ tác động đến xác suất mua BHYT khá cao. Người có trình độ học vấn cao thì khả năng mua BHYT càng cao. Cụ thể, với điều kiện các yếu tố khác không đổi, người có trình độ Đại học, Bằng nghề (tương đương trình độ cao đẳng) gia tăng 0,164 và 0,181 xác suất mua BHYT so với người có trình độ dưới Trung học cơ sở. Còn người có bằng trung học phổ thông, trung học cơ sở gia tăng xác suất mua BHYT thấp hơn : 0,107 và 0,035. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kefeli and Jones ( 2012) và có thể giải thích là do người có học vấn cao thường có được nhận thức tốt hơn về lợi ích của BHYT. Tuy nhiên, Jowett (2001), Tomislav and Danijel (2008), Ngãi và Hồng (2012) lại không tìm thấy tác động của học vấn đến việc mua BHYT. Điều này có thể giải thích là do sự khác biệt về dữ liệu. Nghiên
cứu của Jowett (2001) , Ngãi và Hồng (2012) thực hiện trên bộ dữ liệu khảo sát ở Đồng Tháp, Ninh Bình, Hải Phòng còn Tomislav and Danijel (2008) thực hiện ở Croatia. Có thể những nơi này BHYT phát triển, công tác phổ biến, tuyên truyền về lợi ích BHYT tốt vì vậy không có sự khác biệt nhận thức về BHYT giữa những người khác nhau về trình độ học vấn. Tuy nhiên, đây chỉ là cách suy luận của tác giả, cần có nghiên cứu chi tiết hơn để giải thích sự khác biệt này.
Người hưu trí gia tăng xác suất mua BHYT hơn 0,041 so với người làm trong nông nghiệp trong điều kiện các yếu tố khác không đổi và tương tự, người thất nghiệp tăng 0,038 xác suất mua BHYT. Các biến nghề nghiệp còn lại đều không có ý nghĩa, cho thấy nghề nghiệp không ảnh hưởng đến quyết định mua BHYT. Tomislav and Danijel (2008), Ngãi và Hồng (2012) có kết luận tương tự còn Jowett (2001) và Kefeli and Jones (2012) lại tìm thấy vài ngành nghề có tác động đến xác suất mua BHYT. Tác giả tìm sự lý giải về việc người hưu trí, thất nghiệp có xác suất mua BHYT nhiều hơn so với người đi làm thông qua nhận định của Baker and Jha (2012) khi cho rằng người ta thích mua BHYT hơn khi nghĩ có thể sử dụng và cần sử dụng nó. Tác giả theo hướng này khi cho rằng với những phiền hà về thủ tục và thời gian chờ đợi KCB bằng BHYT, người Hưu trí và thất nghiệp có vẻ có điều kiện thuận lợi về thời gian để KCB bằng BHYT hơn so với những người thuộc ngành nghề khác nên có xác suất mua cao hơn.
Biến thu nhập, thành thị, dân tộc Kinh, tổng số người trong hộ đều có ý nghĩa và có tác động dương đến xác suất mua BHYT. Kết quả này có được sự ủng hộ từ kết quả nghiên cứu của Tomislav and Danijel (2008), Kefeli and Jones (2012)- thu nhập gia tăng xác suất mua BHYT; Jowett (2001) – người ở nông thôn có xác suất mua BHYT thấp hơn; Wang et al (2006) – tổng số người trong hộ giúp gia tăng xác suất mua BHYT; Ha and Leung (2010) – người dân tộc Kinh có xác suất mua BHYT nhiều hơn. Có thể lý giải các kết quả này như sau:
Thu nhập làm gia tăng xác suất mua BHYT tự nguyện do khả năng mua BHYT của người có thu nhập cao tăng so với người có thu nhập thấp, cho thấy mức
phí BHYT luôn là một vấn đề được cân nhắc. Điều này cũng phù hợp với việc biến tổng số người trong hộ có tác động tích cực đến việc mua BHYT bởi mức phí được giảm kể từ thành viên tiếp theo trong hộ. Cụ thể: người thứ 2, thứ 3, thứ 4 lần lượt đóng bằng 90%, 80%, 70% và từ người thứ 5 trở đi là 60% mức đóng theo quy định của người thứ nhất trong hộ. (Nghị địnhh 62/2009, Điều 3, khoản 6) .
Biến thành thị và dân tộc Kinh có tác động dương được tác giả giải thích theo hướng khả năng tiếp cận dịch vụ y tế và khả năng tiếp cận thông tin. Đời sống kinh tế, văn hóa xã hội của người ở thành thị và dân tộc Kinh phát triển hơn so với ở nông thôn và người dân tộc thiểu số, có điều kiện thuận lợi hơn trong việc nắm bắt các thông tin, dẫn đến có nhận thức tốt hơn về BHYT cũng như thuận tiện hơn rất nhiều trong việc KCB do khoảng cách đến các cơ sở y tế gần hơn.
Đối với các biến về Vùng, tất cả đều có ý nghĩa nhưng có dấu tác động khác nhau. Kết quả cho thấy Vùng 1, Vùng 4 và Vùng 5 có xác suất mua BHYT thấp hơn 0,045; 0,088 và 0,051 so với Vùng 6, còn ở Vùng 2 và Vùng 3 sẽ tăng xác suất mua BHYT là 0,028 và 0,022. Kết luận này khá phù hợp với kết quả của Jowett (2001) khi ông cũng tìm thấy người thuộc tỉnh Ninh Bình , Hải Phòng (thuộc Vùng
1) sẽ có xác suất mua BHYT thấp hơn so với tỉnh Đồng Tháp ( thuộc vùng 6).
Theo Bảng 5.3 cho thấy vùng 2 (Trung du và miền núi phía Bắc) và vùng 3 (Bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung) có thu nhập bình quân/người/tháng thấp nhất so với các vùng còn lại. Tuy nhiên, xác suất mua BHYT ở hai vùng này nhiều hơn so với cá vùng còn lại có thể là do ở các vùng này được sự hỗ trợ lớn từ ngân sách cho các đối tượng chính sách như người nghèo, cận nghèo và người dân tộc thiểu số11 . Tác giả cho rằng số đối tượng còn lại không được hỗ trợ BHYT ở các vùng 2, 3 cũng có được nhận thức tốt hơn về lợi ích BHYT từ cộng đồng với nhiều người sở hữu BHYT.
11 . Theo báo cáo của UBTVQH (2013), các tỉnh Trung du và miền núi phía Bắc đã đạt gần 100% dân số tham gia BHYT do được hỗ trợ ngân sách mua BHYT cho người nghèo, cận nghèo và dân tộc thiểu số.