Xem mẫu
- NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
Tác động của chia sẻ chi phí trong bảo hiểm y tế tại Việt Nam
The impact of sharing costs in medical insurance in Vietnam
Nguyễn Minh Tuấn, Phạm Thị Hồng Hoa
Email: minhtuancnsd@gmail.com
Trường Đại học Sao Đỏ
Ngày nhận bài: 12/9/2019
Ngày nhận bài sửa sau phản biện: 26/12/2019
Ngày chấp nhận đăng: 31/12/2019
Tóm tắt
Tác động của chia sẻ chi phí đối với nhu cầu chăm sóc sức khoẻ (bảo hiểm y tế) mặc dù đã được ghi
nhận tại nhiều nghiên cứu ở các nước phát triển, nhưng đối với các nước đang phát triển, các nghiên
cứu trong lĩnh vực này không nhiều. Bài báo này phân tích tác động của việc thay đổi tỷ lệ đóng bảo hiểm
y tế tự nguyện ở Việt Nam (trước và sau khi Luật Bảo hiểm y tế số 25/2008/QH12 ngày 14/11/2008 có
hiệu lực ngày 01/7/2009) bằng cách sử dụng bộ số liệu kết quả khảo sát mức sống dân cư năm 2006,
2017 của Tổng cục Thống kê. Để đánh giá sự thay đổi này, bài báo sử dụng cách tiếp cận khác biệt trong
hồi quy tuyến tính để kiểm tra xem quy định mới về tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện có làm giảm nhu
cầu về các dịch vụ chăm sóc sức khoẻ của người dân hay không. Kết quả phân tích cho thấy, sự thay đổi
này không có ý nghĩa thống kê đáng kể về số lượng người dân tham gia dịch vụ chăm sóc sức khỏe. Tuy
nhiên, kết quả cũng cho thấy những người dưới 18 tuổi hoặc tại các hộ gia đình có thu nhập thấp, nhu
cầu chăm sóc sức khỏe giảm sau khi tăng tỷ lệ cùng chi trả lên 20% chi phí khám, chữa bệnh.
Từ khóa: Chi phí; bảo hiểm y tế.
Abstract
The impact of cost sharing on health care needs (health insurance) has been recognized in many
studies in developed countries, but for developing countries research in this field is not much. This article
analyzes the impact of changing the rate of voluntary health insurance in Vietnam (before and after the
Health Insurance Law No. 25/2008/QH12 of November 14, 2008, takes effect on July 1, 2019) using
the results of the survey of household living standards in 2006, 2010 of the General Statistics Office. To
assess this change, the article uses a different approach in linear regression to examine whether the
new regulation on voluntary health insurance reduces the need for health care services. The analysis
shows that this change is not statistically significant for the number of people participating in health care
services. However, the results also show that people under 18 or in low-income households need health
care to decrease after increasing the co-payment rate to 20% of the cost of medical examination and
treatment.
Keywords: Costs; health insurance.
1. GIỚI THIỆU nào những chi phí đó. Các chi phí đó được tổ chức
Hiện nay, các khoản thanh toán mà người tham gia bảo hiểm hoặc chính phủ ấn định một mức giới
bảo hiểm y tế (BHYT) phải trả là nguồn tài chính hạn, nghĩa là nếu tổng số tiền người dân sử dụng
chủ yếu trong quỹ bảo hiểm y tế ở hầu hết các phải trả vượt quá giới hạn này, thì tổ chức bảo
quốc gia thu nhập thấp và trung bình [9]. Khoản hiểm sẽ chi trả trọn vẹn những dịch vụ y tế sau đó.
thanh toán này là số tối đa mà người tiêu thụ dịch Chi phí mà người dân tham gia phải chi trả được
vụ y tế phải bỏ ra trước khi tổ chức bảo hiểm chi tính trong thời hạn một năm theo lịch và sẽ được
trả 80-100% các tổn phí chăm sóc y tế. Các tổ tính lại từ đầu khi bước sang năm mới; đồng thời
chức bảo hiểm không chi trả hết các dịch vụ y tế, chi phí này không bao gồm chi phí cho các dịch
mà đòi hỏi người tiêu dùng cùng chia sẻ một phần vụ ngoài hệ thống của tổ chức bảo hiểm, hoặc chi
phí cho những dịch vụ nào đó được tổ bảo hiểm
xác định trước như giải phẫu thẩm mỹ… Do vậy,
Người phản biện: 1. PGS.TS. Lưu Ngọc Trịnh không có gì ngạc nhiên khi các quốc gia đang phát
2. TS. Dương Công Doanh triển thường mở rộng độ bao phủ của bảo hiểm y
62 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
- NGÀNH KINH TẾ
tế để cung cấp cho người dân dịch vụ chăm sóc Tại Việt Nam, sau hơn 20 năm triển khai thực
sức khỏe. Tuy nhiên, một thách thức lớn của việc hiện chính sách BHYT, số người tham gia BHYT
mở rộng độ bao phủ của bảo hiểm y tế cho một hộ tăng nhanh và đạt được mục tiêu mở rộng các
gia đình chính là phí bảo hiểm mà người tham gia đối tượng tham gia BHYT, năm 2018 là 82,7 triệu
phải chi trả vào đầu các năm, yếu tố này có thể người, tăng mới gần 23 triệu người (tức tăng
làm giảm mục tiêu chính sách về BHYT của các 35,6%) so với năm 2012, đạt tỷ lệ bao phủ 87,25%
chính phủ trong việc tăng cường mức độ tiếp cận dân số cả nước. Quỹ BHYT trở thành nguồn tài
của người dân. Theo lý thuyết, chia sẻ chi phí có chính quan trọng đối với công tác chăm sóc và
thể được sử dụng để đối phó với thách thức này vì bảo vệ sức khỏe nhân dân, từ chỗ chiếm tỷ lệ nhỏ
nó được xem như là một phương tiện để giảm bớt trong tổng chi y tế, đến nay đã chiếm khoảng gần
gánh nặng cho ngân sách nhà nước và đảm bảo 1/3 ngân sách nhà nước dành cho y tế và chiếm tỷ
tính ổn định của quỹ bảo hiểm. trọng xấp xỉ 67% nguồn thu sự nghiệp của các cơ
Đã có nhiều tài liệu đánh giá tác động của việc sở khám, chữa bệnh. Tuy nhiên, từ năm 2005 trở
chia sẻ chi phí đối với các dịch vụ y tế ở các nước về trước, quỹ BHYT luôn có kết dư, đến hết năm
phát triển. Quan điểm chính trong các nghiên cứu 2005 quỹ BHYT kết dư 2.900 tỷ đồng. Bắt đầu từ
về kinh tế y tế là chia sẻ chi phí nhằm làm giảm năm 2006, quỹ BHYT bắt đầu bội chi, đến hết năm
nguy cơ vỡ quỹ bảo hiểm. Ví dụ, ở châu Âu bằng 2017 quỹ BHYT bội chi 8.847 tỷ đồng. Mức độ bội
chứng cho thấy khả năng thanh toán của người chi trong năm 2017 có giảm hơn năm 2016 nhưng
tiêu dùng dịch vụ y tế có ảnh hưởng trực tiếp quy tình trạng này đã xuất hiện ở 59 trên 63 tỉnh, thành
mô dân số tham gia bảo hiểm y tế như: Nghiên phố, trong đó một số tỉnh, thành phố bội chi tới
cứu của Đức [12], Bỉ và Chile [2] cho thấy việc hơn 1.000 tỷ đồng. Năm 2018, tình trạng bội chi đã
người sử dụng dịch vụ y tế cùng tham gia thanh lan rộng tới 60 tỉnh, thành phố trên cả nước. Trong
toán các chi phí đã làm giảm việc sử dụng dịch vụ đó, có tới 13 tỉnh, thành phố ước bội chi quỹ BHYT
chăm sóc sức khoẻ; nghiên cứu tại Hà Lan [11] từ hơn 200 tỷ đồng, hai tỉnh lên tới con số hơn 700
cho thấy rằng, người tiêu dùng dịch vụ y tế cùng tỷ đồng [1]. Có nhiều nguyên nhân dẫn đến bội chi
thanh toán các chi phí sử dụng dịch vụ ít có hoặc quỹ BHYT, trong đó nguyên nhân chủ yếu là do
không ảnh hưởng gì đến số lượt bác sĩ tham gia mức đóng BHYT không được điều chỉnh kịp thời
khám chữa bệnh ngoại trú. so với mức độ gia tăng chi phí khám bệnh, chữa
bệnh; bỏ quy định cùng chi trả, mở cửa cho mọi
Tại Việt Nam, có nhiều nghiên cứu về BHYT, tuy
người đang ốm đau được tham gia BHYT và với
nhiên chưa có nhiều nghiên cứu về tác động của
việc mở rộng phạm vi quyền lợi của người tham
việc chia sẻ chi phí trong sử dụng dịch vụ chăm
gia BHYT, đặc biệt là các dịch vụ kỹ thuật cao có
sóc sức khỏe. Một số công trình đã chỉ ra rằng,
chi phí lớn, tai nạn giao thông, trong khi đó mức
người Việt Nam tham gia BHYT đã được hưởng
đóng BHYT bắt buộc không thay đổi trong nhiều
lợi trong sử dụng các dịch vụ y tế tại các cơ sở
năm qua, đặc biệt mức đóng của nhóm người
khám, chữa bệnh, đặc biệt là các bệnh nhân nội
nghèo, người có thu nhập thấp,…
trú có hưởng lợi lớn về chi phí thời gian lưu trú tại
cơ sở khám, chữa bệnh [3]. Về bảo vệ tài chính, 2. TỔNG QUAN VỀ CHÍNH SÁCH BẢO HIỂM Y
BHYT tự nguyện đã làm giảm chi tiêu trung bình TẾ CỦA VIỆT NAM
khoảng 20% và 200% [10]. Tuy nhiên, nghiên cứu
2.1. Lộ trình phát triển chính sách bảo hiểm y tế
không tìm thấy bất kỳ tác động đáng kể nào của
việc tham gia chương trình BHYT tự nguyện làm Sau hơn hai thập kỷ thực hiện chính sách BHYT
tăng tổng chi tiêu hộ gia đình. Báo cáo đánh giá theo quy định của Nghị định số 299, Nghị định
tóm tắt Đoàn giám sát (Ủy ban Thường vụ Quốc số 58, Nghị định số 63 và hiện nay là Luật BHYT
hội) năm 2013 cũng đã khẳng định các chính sách 2014, chính sách BHYT dần được sửa đổi, bổ
về BHYT đã làm giảm xu hướng tự điều trị khi có sung nhằm mở rộng độ bao phủ tới người dân
bệnh của người dân [10]. trong xã hội.
Thân nhân người lao động, xã viên
Luật BHYT
HTX và các đối tượng khác
Nông dân
NĐ63 HSSV
NĐ58 Trẻ em < 6 tuổi, Người cận nghèo
Người lao động trong DN ngoài nhà nước có từ 01 lao động trở lên, HTX, tổ chức hợp
NĐ299
pháp; cựu chiến binh; người nghèo
ĐBQH, HĐND; Giáo viên mầm non, Nhóm chính sách xã hội; thân nhân sĩ quan
Cán bộ, công chức, viên chức, người lao động trong DNNN; người lao động trong DN ngoài nhà nước có > 10
lao động; người hưởng lương hưu, trợ cấp mất sức lao động
1992 1998 2005 2009 2010 2012 2014
Hình 1. Lộ trình bao phủ các đối tượng có trách nhiệm tham gia BHYT từ 1992 - 2014 [1]
Tạp chí Nghiên cứu khoa học, Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019 63
- NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
Cùng với việc sửa đổi, bổ sung các quy định về (hoặc khoản khấu trừ cho lần khám chữa bệnh
chính sách BHYT, các đối tượng tham gia BHYT tiếp theo trong năm). Yêu cầu về bảo hiểm 20%
dần được bổ sung theo qua các giai đoạn, đến sau đó được áp dụng lại vào năm 2007, nhưng chỉ
nay theo Luật BHYT năm 2014, chính sách BHYT áp dụng cho các nhóm đối tượng tham gia VHI.
lại được phân ra theo năm nhóm đối tượng đóng:
Do thay đổi chính sách này không ảnh hưởng đến
(i) Nhóm do người lao động và người sử dụng các nhóm đối tượng tham gia chương trình CHI,
lao động đóng: Mức đóng 4,5% tiền lương hàng do vậy, nhóm này được sử dụng như một nhóm
tháng, lương theo ngạch bậc, hợp đồng,... trong kiểm soát cho phân tích của bài viết để đánh giá
đó người lao động đóng 1,5%, người chủ sử dụng hiệu quả của những thay đổi từ tháng 4/2007 các
lao động đóng 3%. Đóng theo tháng, tại cơ quan, lợi ích mà bảo hiểm tự nguyện mang lại.
đơn vị, nơi làm việc.
(ii) Nhóm do tổ chức bảo hiểm xã hội đóng: Mức 3. TÁC ĐỘNG CỦA CHIA SẺ CHI PHÍ TRONG
đóng 4,5% tiền lương hàng tháng, trợ cấp, lương BẢO HIỂM Y TẾ TẠI VIỆT NAM
cơ sở do quỹ BHXH đóng hàng tháng. 3.1. Dữ liệu
(iii) Nhóm do ngân sách nhà nước đóng: Mức Để có cơ sở phân tích tác động của chia sẻ chi
đóng 4,5% tiền lương hàng tháng, trợ cấp, lương phí trong bảo hiểm y tế, tác giả sử dụng bộ số liệu
cơ sở do ngân sách nhà nước đóng hàng tháng. Khảo sát mức sống dân cư Việt Nam (Result of
the Viet Nam Household Living Standards Survey
(iv) Nhóm được ngân sách nhà nước hỗ trợ mức - VHLSS) của Tổng cục Thống kê năm 2006 và
đóng: Mức đóng 4,5% tiền lương cơ sở, trong đó 2017. VHLSS là kết quả điều tra toàn quốc dựa
người tham gia tự đóng 3%, ngân sách nhà nước trên thông tin của hơn 10 nghìn hộ gia đình. Cả
đóng 1,5%. hai cuộc khảo sát đều chứa thông tin về nhân
(v) Nhóm tham gia bảo hiểm y tế theo hộ gia đình: khẩu học, giáo dục, y tế, việc làm (ở cấp độ cá
Mức đóng của tất cả các thành viên thuộc hộ gia nhân), thu nhập, tài sản, chi tiêu (cấp hộ gia đình)
đình theo quy định của Luật Bảo hiểm y tế như và một loạt các biến cơ sở hạ tầng và thể chế cộng
đồng (chỉ dành cho các xã nông thôn). Hai bộ số
sau: Người thứ nhất đóng bằng 4,5% mức lương
liệu VHLSS này cung cấp thông tin chi tiết về các
cơ sở; người thứ hai, thứ ba, thứ tư đóng lần lượt
chương trình bảo hiểm, theo đó các cá nhân được
bằng 70%, 60%, 50% mức đóng của người thứ bảo hiểm và sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe
nhất; từ người thứ năm trở đi đóng bằng 40% mức của họ, đây là cơ sở cho phân tích của tác giả. Mặt
đóng của người thứ nhất. khác, thời gian của hai cuộc khảo sát phù hợp với
Như vậy, chính sách BHYT hiện nay có hai nhóm mục đích của nghiên cứu này. Trong cả hai cuộc
đối tượng tham gia, đó là BHYT bắt buộc (CHI) và khảo sát, các cuộc phỏng vấn diễn ra từ tháng 5
BHYT tự nguyện (VHI) và nó đã trở thành chính đến tháng 9 hàng năm. Do đó, số lượng sử dụng
sách xã hội mang ý nghĩa nhân đạo, có tính chia dịch vụ chăm sóc sức khỏe năm 2006 đã được
sẻ cộng đồng được Việt Nam hết sức coi trọng. báo khoảng thời gian 12 tháng trước đó.
BHYT đã từng bước phát triển, đạt được một 3.2. Mẫu phân tích
số thành tựu quan trọng như số người tham gia
BHYT tăng, đặc biệt là người nghèo và các đối Mẫu phân tích bao gồm những người từ 7 tuổi trở
tượng chính sách; sự tiếp cận dịch vụ y tế của các lên vào năm 2006. Trẻ em dưới 7 tuổi không nằm
đối tượng được cải thiện rõ rệt. BHYT đã tạo ra trong mẫu phân tích vì đối tượng này được miễn
nguồn tài chính công đáng kể cho công tác khám, viện phí theo chính sách của Chính phủ. Việc sử
chữa bệnh, góp phần thực hiện mục tiêu công dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe được đo trong
bằng trong chăm sóc sức khỏe nhân dân, đảm khoảng thời gian 12 tháng trước thời gian khảo sát.
bảo an sinh xã hội. Nếu cá nhân thay đổi hình thức BHYT (chuyển từ
VHI sang CHI hoặc không tham BHYT) trong vòng
2.2. Quy định chia sẻ chi phí và thử nghiệm 12 tháng trước thời điểm điều tra VHLSS 2017, tác
chính sách năm 2007 giả không thể xác định chính xác họ thuộc nhóm
Các chính sách điều chỉnh chia sẻ chi phí đã thay nào vì họ không bị ảnh hưởng bởi sự gia tăng chi
đổi theo thời gian. Từ năm 2003 đến tháng 9/2005, phí tham gia bảo hiểm cho cả 12 tháng. Để giải
20% chi phí điều trị được chia sẻ bởi người được quyết sự khác biệt về thời gian đo lường trạng thái
bảo hiểm. Những lợi ích cho người được bảo hiểm BHYT và sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe, tác
hưởng lợi hơn từ tháng 9/2005 đến tháng 4/2007 giả sử dụng dữ liệu bảng tóm tắt của VHLSS.
vì tất cả các khoản chi dưới 7 triệu đồng cho mỗi 3.3. Biến kiểm soát
lần điều trị đều do tổ chức bảo hiểm chi trả. Đối với
chi phí điều trị trên 7 triệu đồng, khoản dự phòng Những người không có BHYT không bị ảnh hưởng
bảo hiểm 40% áp dụng cho khoản chi vượt quá bởi sự gia tăng của chi phí bảo hiểm. Do vậy,
64 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
- NGÀNH KINH TẾ
nghiên cứu chỉ sử dụng người được bảo hiểm sóc sức khỏe. Xit là một vectơ của tất cả các đặc
theo CHI làm biến kiểm soát. điểm kinh tế - xã hội khác được kiểm soát trong
hồi quy và Uit. Giả định rằng E(Uit/Xi, VHIi, ci) = 0,
3.4. Phương pháp đánh giá kết quả
t = 2006, 2017.
Mức tăng 20% trong chi phí BHYT áp dụng cho Để loại bỏ hiệu ứng không được quan sát ci,
cả điều trị ngoại trú và điều trị nội trú cho nhóm tự phương trình khác biệt đầu tiên (1) là:
nguyện. Do đó, nghiên cứu trực tiếp đánh giá tác (2)
∆𝑦𝑦!$ =∝# +∝% 𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉!$ + ∆𝑋𝑋!$ 𝛾𝛾 + ∆𝑢𝑢!"
động của việc tăng chi phí bảo hiểm bằng cách
phân tích phản ứng giá với số lượng người tham Hiệu ứng của sự gia tăng chi phí sau có thể thu
gia điều trị tại các cơ sở y tế. Vì mô hình đặt ra các được bằng cách lấy lại sự thay đổi trong Y về sự
biện pháp có khác nhau về điều trị ngoại trú và điều thay đổi trong các biến Xi và biến giả VHI. Với dữ
trị nội trú nên nghiên cứu đánh giá tác động chính liệu của hai thời kỳ như trong nghiên cứu, ước tính
sách riêng biệt đối với hai loại điều trị này [2]. a3 từ phương trình (2) là ước tính khác biệt (DID)-
nó đo lường hiệu quả của việc giới thiệu khoản
Ngoài nội dung trên, nghiên cứu sử dụng số lần dự phòng rủi ro cho những người được bảo hiểm
người tham gia bảo hiểm sử dụng thẻ BHYT để theo VHI. Bộ ước lượng sai lệch đầu tiên (FD) ước
chi trả cho việc điều trị như là một kết quả ngẫu tính các ước tính DID giống như một ước lượng
nhiên bổ sung trong mô hình, vì thực tế cho thấy, hiệu ứng cố định trong khi cả hai đều tận dụng
bệnh nhân được bảo hiểm ở Việt Nam không lợi thế của các phương pháp dữ liệu cho trước
phải lúc nào cũng sử dụng thẻ BHYT để yêu cầu với các yếu tố bất biến về thời gian và không gian
điều trị. quan sát. Cách tiếp cận khác biệt sẽ nghiên cứu
4. MÔ HÌNH THỰC NGHIỆM tác động của việc chia sẻ chi phí bảo hiểm tương
tự như trong nghiên cứu của Hà Nguyễn (2012).
4.1. Mô hình ước lượng
Phép hồi quy khác biệt đầu tiên giúp loại bỏ sai lệch
Mô hình thực nghiệm để đánh giá tác động của vị nội sinh do đặc điểm bất biến về thời gian, không
việc tăng chi phí BHYT trong năm 2007 như sau: gian quan sát có ảnh hưởng đến việc đăng ký VHI
- Tại thời điểm t = 2006, không có cá nhân nào và sử dụngdịch vụ chăm sóc sức khỏe. Để tránh
được bảo hiểm phải chia sẻ chi phí điều trị (Nhà tính đồng nhất số lượng người tham gia chương
nước bao cấp hoàn toàn). trình VHI, nghiên cứu cũng sử dụng phương pháp
- Tại thời điểm t = 2017, người được bảo hiểm biến công cụ (IV) để ước lượng phương trình (2).
theo chương trình BHYT tự nguyện phải chia sẻ Tuy nhiên, khó trong phương pháp này là tìm một
20% chi phí điều trị và được chỉ định cho nhóm công cụ hợp lệ có liên quan đến việc số lượng
được điều trị, những người khác tạo thành nhóm người đăng ký tham gia chương trình VHI nhưng
đối chứng. không phải với nhu cầu chăm sóc sức khỏe.
- Số người tham gia BHYT tự nguyện i là một chỉ Đối với mỗi cá nhân, biến này được tính bằng tỷ
số nhị phân bằng 1 chỉ số nếu cá nhân i được lệ người từ 7 tuổi trở lên sống trong các hộ khác
bảo hiểm theo chương trình VHI năm 2017 và 0 trong cùng xã có tham gia vào chương trình VHI.
nếu có. Biến dựa trên xã này sau đó được sử dụng kết
hợp với biến giả dựa trên hộ gia đình cho biết bất
Do đó, một mô hình hồi quy nhu cầu chăm sóc sức
kỳ thành viên hộ gia đình nào trên 7 tuổi đã tham
khỏe không được đáp ứng đề xuất là:
gia chương trình CHI để dự đoán xác suất đăng
𝑦𝑦!" = ∝# 𝑑𝑑2" +∝$ 𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉!" +∝% 𝑑𝑑2" ký của một thành viên trong gia đình tham gia
∗ 𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉!" + 𝛾𝛾𝑋𝑋!" + 𝑐𝑐! + 𝑢𝑢!" (1) chương trình VHI. Vì biện pháp này dựa trên cơ
sở xã nên được cho là vượt quá tầm ảnh hưởng
Trong đó: của cá nhân. Nếu ước lượng là các công cụ hợp
VHI: bảo hiểm y tế tự nguyện; lệ cho phương trình VHI, thì các ước tính DID của
d2: một biến giả bằng 1 nếu t = 2017 và 0 nếu mô hình khác biệt đầu tiên sử dụng các phương
t = 2006; pháp biến công cụ sẽ nhất quán.
ci: một biến cá thể bất biến. 4.2. Biến giải thích
Biến giả thời gian d2, là kiểm soát xu hướng thời Do đặc điểm của các mẫu trong nhóm tham gia
gian trong nhu cầu chăm sóc sức khỏe không liên chương trình VHI có thể khác với các nhóm tham
quan đến sự gia tăng chi phí như thay đổi về khả gia chương trình CHI, nên tác giả đã đưa biến giải
năng cung cấp dịch vụ chăm sóc sức khỏe hoặc thích bổ sung (X) vào mô hình. Mô hình đã đưa
môi trường sống. Tính không đồng nhất riêng lẻ biến tuổi và giới tính để giải thích số lần đi khám
của ci trong phương trình (1) cho thấy rằng việc tại bệnh viện của người dân sẽ tăng theo độ tuổi
tham gia VHI có thể tương quan với các đặc điểm và phụ nữ có xu hướng có nhu cầu chăm sóc sức
riêng lẻ cũng ảnh hưởng đến chính sách chăm khỏe cao hơn. Ngoài ra, mô hình đã đưa biến thu
Tạp chí Nghiên cứu khoa học, Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019 65
- NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
nhập của hộ gia đình vào để xem xét giả thuyết tính không đồng nhất trong việc sử dụng dịch vụ y
nhu cầu chăm sóc sức khỏe có thể tăng theo thu tế giữa các vùng.
nhập (thu nhập của hộ gia đình sử dụng dữ liệu
5. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH
chi tiêu bình quân đầu người). Đồng thời, dữ liệu
về loại gia đình (tài sản của hộ gia đình) được đưa 5.1. Thống kê mô tả
vào mô hình phân tích hồi quy để đo lường sự Bảng 1 minh họa cách sử dụng chăm sóc sức
tác động đến nhu cầu chăm sóc sức khỏe. Nghiên khỏe cho nhóm VHI và nhóm CHI từ năm 2006 đến
cứu sử dụng cả chỉ số tình trạng sức khỏe dài hạn 2017. Trong cả hai năm, các cá nhân được bảo
và ngắn hạn: Chỉ số trạng thái sức khỏe dài hạn là hiểm bởi CHI có mức sử dụng chăm sóc sức khỏe
cá nhân mắc bệnh mãn tính hoặc hạn chế về khả cao hơn khi cả bệnh nhân ngoại trú và bệnh nhân
nội trú. Đối với điều trị ngoại trú, số lượt khám năm
năng chức năng; tình trạng sức khỏe ngắn hạn là
2017 tăng so với năm 2006 và xu hướng này có
biến giả định cá nhân đã bị bệnh trong 12 tháng
ý nghĩa thống kê đối với nhóm VHI. Một mô hình
trước thời gian điều tra. Ngoài ra, số lượng ngày
tương tự (nhưng không có ý nghĩa thống kê) được
các cá nhân có bất kỳ bệnh trong 12 tháng trước quan sát khi kết quả được đo bằng số lần những
đó cung cấp một chỉ số về tình trạng sức khỏe. người được bảo hiểm sử dụng BHYT của họ để
Nghiên cứu cũng sử dụng thông tin về hành vi hút trả tiền điều trị. Bảng 1 cũng cho thấy sự khác biệt
thuốc lá, thuốc lào như một đại diện cho lối sống về sự thay đổi kết quả giữa nhóm được điều trị và
cũng có thể ảnh hưởng đến nhu cầu chăm sóc nhóm đối chứng trong giai đoạn 2006-2017 (DID).
sức khỏe. Các biến kiểm soát cũng bao gồm trình Các số liệu của DID cho thấy việc giới thiệu lại
độ học vấn cao nhất, tình trạng hôn nhân, dân tộc khoản dự phòng rủi ro trong nhóm VHI đã giảm số
và quy mô hộ gia đình. Việc đưa các biến khu vực lượt đăng ký ngoại trú của họ xuống còn 0,27, so
và nông thôn, thành thị vào hồi quy là kiểm soát với nhóm CHI. Mức giảm này có ý nghĩa thống kê.
Bảng 1. Sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe theo nhóm VHI - CHI
Nhóm VHI Nhóm CHI
Loại điều trị Kết quả (được điều trị) (kiểm soát) DID(a)
2006 2017 17-06(a) 2006 2017 17-06(a)
A 1.17 0.88 -0.29*** 1.32 1.29 -0.02 -0.27***
Bệnh nhân ngoại trú
B 0.55 0.54 -0.03 0.88 0.86 -0.02 -0.01
A 0.09 0.11 0.02 0.14 0.14 0.00 0.02
Bệnh nhân nội trú
B 0.05 0.08 0.02 0.12 0.11 -0.01 0.03
Ghi chú: A - Số lần điều trị; B - Số lần thẻ bảo hiểm y tế được sử dụng để chi trả cho việc điều trị. DID - Sự
khác biệt về kết quả giữa nhóm đối chứng được điều trị và nhóm đối chứng tương ứng sau và trước khi
tăng mức chi trả khám, chữa bệnh. (a) kiểm tra được thực hiện trên mức ý nghĩa của sự khác biệt giữa mẫu
trung bình giữa hai năm trong nhóm và giữa các nhóm đối chứng được điều trị và tương ứng trong hai năm.
(* mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5% và *** mức ý nghĩa 1%).
5.2. Kết quả hồi quy sóc sức khỏe bằng cách sử dụng CHI làm nhóm
kiểm soát. Các kết quả được trình bày riêng biệt
Bảng 2 trình bày ước tính của DID về tác động theo loại điều trị (nội trú, ngoại trú) và ước lượng
của sự gia tăng đồng bảo hiểm lên nhu cầu chăm (FD và IV-FD).
Bảng 2. Tác động của việc tăng chi phí cùng chi trả sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe - Phương pháp
FD so với IV-FD
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
Kết quả Ước lượng
FD IV-FD FD IV-FD
A DID -0.190 -0.460 0.051 -0.004
(-1.11) (-1.29) (1.01) (-0.08)
Rho 0.051 0.063
P Value 0.302 0.173
Chi squared 1 281.8 283.2
P value 1 0.000 0.000
Chi squared 2 3.457 1.002
P value 2 0.178 0.606
B DID 0.182 -0.349 0.031 -0.023
(1.30) (-0.50) (1.30) (-0.43)
Rho 0.127** 0.068
P Value 0.042 0.145
Chi squared 1 241.2 283.9
66 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
- NGÀNH KINH TẾ
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
Kết quả Ước lượng
FD IV-FD FD IV-FD
P value 1 0.000 0.000
Chi squared 2 0.465 0.945
P value 2 0.793 0.623
Ghi chú: FD là ước tính thu được bằng phương pháp hồi quy OLS của sự thay đổi kết quả trên điều trị giả và thay
đổi trong X's. IV là ước tính thu được bằng phương pháp hồi quy khả năng tối đa của sự thay đổi kết quả trên điều
trị giả (biến nội sinh) và thay đổi trong X's. X bao gồm tuổi, tình trạng hôn nhân, số ngày bị ốm năm trước, trình độ
học vấn, tình trạng hộ gia đình, loại nhà, quy mô hộ gia đình, thu nhập hộ gia đình. Thống kê t (t-statistics) được
điều chỉnh để phân cụm ở cấp hộ gia đình. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1. Rho là ước lượng tương quan giữa
sai số trong phương trình. Giá trị P từ phép thử LR cho giả thuyết không tương quan (Rho = 0).Chi squared 1: Chi
bình phương giá trị của các phép thử cho ý nghĩa chung. Chi squared 2: Chi bình phương giá trị của các phép thử
đối với các sai sót. P value: Giá trị xác suất cho phép thử. Kết quả: A - Số lần điều trị; B - Số lần thẻ bảo hiểm y tế
được sử dụng để thanh toán điều trị.
Bảng 2 cho thấy rằng trước khi sử dụng IV, kết dụng thử nghiệm nhận dạng. Trong mọi trường
quả phân tích cho thấy việc gia tăng chi phí bảo hợp, kiểm tra thống kê Chi bình phương (Chi
hiểm có tác động không đáng kể đối với người squared 1) trong bảng 2 cho thấy, không thể bác
tham gia điều trị ngoại trú và số lần bệnh nhân có bỏ giả thuyết lỗi không tương thích với các biến.
BHYT sử dụng thẻ để thanh toán cho việc điều trị. Ngoài ra, tác giả sử dụng tỷ lệ người dân trong xã
Số lượng người tham gia VHI có tác động rõ rệt tham gia chương trình VHI là biến duy nhất, kết
lên các ước tính. Cụ thể, nó làm giảm tác động quả gần giống như khi sử dụng hai biến trên. Sau
của chi phí bảo hiểm đối với số lượng người tham đó, tác giả triển khai bộ ước lượng hai giai đoạn
gia điều trị ngoại trú. Ngoài ra, số lượng người và so sánh các kết quả với các kết quả thu được
tham gia VHI còn được thể hiện bằng số lần người từ trình ước lượng ban đầu và đều có ước tính
bệnh sử dụng thẻ BHYT để thanh toán cho điều trị. gần như giống nhau. Tóm lại, tác giả không tìm
Do vậy, cả hai kết quả các ước tính IV đều không thấy tác động dự kiến tiêu cực của việc tăng quy
có ý nghĩa thống kê đáng kể. định về chi phí cùng chi trả trong khám chữa bệnh
Để xác định số người tham gia điều trị nội trú có đối với người tham gia BHYT với số lượng người
ảnh hưởng không đáng kể đến phương trình ước được chăm sóc sức khỏe theo yêu cầu của các cá
lượng, tác giả đã đo số lần điều trị hoặc số lần nhân người tham gia VHI.
thẻ BHYT được sử dụng cho việc thanh toán quá 5.3. Biến thể giữa các nhóm phụ
trình điều trị của người bệnh tại các cơ sở y tế. Kết
Tuy nhiên, tính không đồng nhất để đáp ứng với
quả ước lượng cho thấy những người tham gia
chi phí bảo hiểm bỏ ra và tình trạng sức khỏe của
chương trình VHI có tác động không đáng kể về
cá nhân là khó đo lường, do vậy, có hai khả năng
mặt thống kê đến số lần điều trị. Tuy nhiên, cũng
có thể xảy ra là những người có sức khỏe kém
lý rằng ước tính OLS đã được đẩy lên và điều này
hơn có thể nhạy cảm về giá hơn vì các hiệu ứng
phù hợp với ước tính tích cực về mối tương quan
thu nhập tiềm năng lớn hơn hoặc những người có
(Rho) giữa các lỗi trong phương trình xử lý và kết
sức khỏe kém có thể ít nhạy cảm về giá vì họ có
quả. Kích thước của độ lệch không đáng kể nhưng thể coi trọng sức khỏe hơn.
tỷ lệ khả năng ở dưới cùng của ước tính DID chỉ ra
Kết quả trong bảng 3 - Panel 1 chỉ ra rằng không
rằng trong hầu hết các trường hợp, không thể bác
có sự khác biệt đáng kể trong phản ứng với sự gia
bỏ giả thuyết các lỗi không tương thích trong mô
tăng chi phí bảo hiểm (đối với cả điều trị ngoại trú
hình. Trong trường hợp này, một mối tương quan
và điều trị nội trú) và tình trạng bệnh (đối với điều
tích cực và có ý nghĩa giữa thay đổi sai số trong
trị nội trú). Tuy nhiên, có một số khác biệt đáng kể
phương trình kết quả và sai số trong phương trình
trong phản ứng khi tình trạng sức khỏe được đo
xử lý được quan sát.
bằng cách có bất kỳ bệnh nào để điều trị ngoại trú
Để đánh giá sự thay đổi trong ước tính liên quan (bảng 4 - Panel 2). Đặc biệt, những người có sức
đến việc cung cấp dịch vụ bảo hiểm trong các hồi khỏe tốt hơn (tức là không có bệnh) dường như
quy, tác giả đã kiểm tra độ bền của các biến bằng giảm số lượng điều trị ngoại trú của họ bằng 0,13
cách sử dụng phép thử tỷ lệ khả năng sinh kế (LR) trong khi những người có sức khỏe kém thì không.
của người dân. Các kết quả trong bảng 2 cho thấy Sự khác biệt này không có ý nghĩa ở mức 10%.
các biến này có tác động mạnh; đồng thời, tác giả Một xu hướng tương tự khi kết quả được đo bằng
kiểm tra giả định rằng các biến không tương quan số lần sử dụng thẻ BHYT để thanh toán cho điều
với các lỗi trong phương trình (2) bằng cách sử trị ngoại trú.
Tạp chí Nghiên cứu khoa học, Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019 67
- NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
Bảng 3. Tác động của việc tăng đồng bảo hiểm lên việc sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe, theo tình
trạng sức khỏe và giới tính
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD
Panel 1. Theo bệnh nặng Không bệnh Tất cả các bệnh Không bệnh Tất cả các bệnh
A DID -0.191 -0.29* -0.112 -2.521 0.031 -0.066 1.021 -3.642
(-1.12) (-1.68) (-0.15) (-0.88) (0.22) (-0.31) (1.91) (-1.19)
Rho 0.027 0.29 0.03 0.58
P value 0.38 0.21 0.39 0.00
B DID 0.013 -0.039 0.213 0.207 -0.001 -0.021 0.192 0.113
(0.75) (-0.79) (1.37) (1.41) (-0.17) (-0.39) (1.08) (0.67)
Rho 0.89 0.00 0.02 0.04
P value 0.11 0.93 0.57 0.59
Observations 3509 668 3509 668 3509 668 3509 668
Panel 2. Theo bệnh nhẹ Không bệnh Tất cả các bệnh Không bệnh Tất cả các bệnh
A DID -0.129* -0.118 -0.062 -0.201 0.019 0.027 0.091 -0.021
(-171) (-0.02) (-0.20) (-0.29) (1.01) (1.01) (1.01) (0.19)
Rho -0.05 0.01 -0.29 0.09
P value 0.61 0.85 0.59 0.11
B DID -0.144** 0.410 0.583** -0.399 0.009 0.015 0.057 -0.041
(-2.21) (0.69) (2.11) (-0.197) (0.58) (0.65) (1.32) (-0.40)
Rho -0.31 0.13 -0.01 0.09
P value 0.01 0.06 0.75 0.11
Observations 1992 2.185 1992 2.185 1992 2.185 1992 2.185
Panel 3. Theo giới tính Nam Nữ Nam Nữ
A DID -0.213 -0.123 -0.149 -0.812 0.071** -0.152 0.014 0.051
(-0.95) (-0.31) (-0.58) (-1.00) (1.99) (-1.03) (0.43) (1.27)
Rho -0.01 0.13 0.19 -0.04
P value 0.82 0.09 0.00 0.42
B DID 0.113 -0.182 0.211 -1.25 0.066** -0.163 -0.011 0.025
(0.81) (-0.55) (1.17) (-0.28) (1.98) (-0.58) (-0.33) (0.23)
Rho 0.08 0.25 0.23 -0.02
P value 0.01 0.00 0.23
Observations 1721 1721 2456 2456 1721 1721 2456 2456
Kết quả bảng 3 - Panel 3 cho thấy không có sự số lần điều trị hơn là những người lớn tuổi hơn.
khác biệt đáng kể về giới tính đối với điều trị ngoại Đặc biệt, những người dưới 18 tuổi đã giảm số lần
trú khi gia tăng chi phí BHYT. Ngược lại, có sự điều trị ngoại trú của họ xuống 0,6 (kết quả FD-IV)
khác biệt đáng kể về tác động của chi phí bảo trong khi những người lớn tuổi thì không. Những
hiểm theo giới tính đối với bệnh nhân tham gia người dưới 18 tuổi cũng giảm tần suất sử dụng
điều trị nội trú. Điều này cho thấy có ý nghĩa thống thẻ BHYT để thanh toán các chi phí khám, chữa
kê của mối tương quan giữa phương trình điều trị bệnh (điều trị ngoại trú là 0,3, FD-IV và điều trị nội
trú là 0,4, FD-IV) trong khi những người lớn tuổi thì
và kết quả cho thấy kết quả IV-FD.
không. Phát hiện này phù hợp với với nghiên cứu
Ngoài ra, kết quả bảng 4 - Panel 1 còn cho thấy của Bộ Y tế khi đánh giá những người lớn tuổi ít có
rằng khi có chung một quyền lợi trong BHYT thì khả năng chia sẻ chi phí trong khám, chữa bệnh
những người dưới 18 tuổi có nhiều khả năng giảm hơn người trẻ tuổi.
Bảng 4: Tác động của việc tăng đồng bảo hiểm lên việc sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe, theo độ
tuổi và thu nhập
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
Panel 1.
FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD
Theo tuổi
Tuổi < 18 Tuổi từ 18-55 Tuổi > 55 Tuổi < 18 Tuổi từ 18-55 Tuổi > 55
A DID -0.214** -0.613** -0.310 -0.345 0.079 0.671 0.019 0.041 0.086* -0.021 0.095 0.132
(-2.19) (-2.97) (-0.71) (-0.81) (0.11) (0.61) (1.13) (1.01) (1.82) (-0.39) (0.59) (0.97)
Rho 0.14 0.00 -0.04 -0.03 0.11 -0.03
P value 0.00 0.89 0.56 0.61 0.09 0.78
B DID -0.031 -0.249* 0.156 0.110 1.159 1.134 0.015 -0.421** 0.057 0.013 0.019 -0.000
(-0.37) (-1.92) (0.67) (0.25) (1.56) (1.06) (0.72) (-2.15) (1.41) (0.19) (0.13) (-0.00)
68 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
- NGÀNH KINH TẾ
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
Panel 1.
FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD
Theo tuổi
Tuổi < 18 Tuổi từ 18-55 Tuổi > 55 Tuổi < 18 Tuổi từ 18-55 Tuổi > 55
Rho 0.21 0.01 0.00 0.81 0.07 0.01
P value 0.02 0.78 0.91 0.00 0.41 0.85
Observations 1670 1670 1879 1879 628 628 1670 1670 1879 1879 628 628
Panel 2. Theo
Thấp Trung bình Cao Thấp Trung bình Cao
thu nhập
A DID -0.658** -0.893** 0.201 0.259 0.62 0.607 -0.002 0.007 0.095** -0.016 0.123* 0.125*
(-2.51) (-1.97) (0.61) (0.315) (0.91) (1.02) (-0.06) (0.12) (1.97) (-0.86) (1.87) (1.86)
Rho 0.59 -0.10 -0.00 -0.19 0.18 0.02
P value 0.21 0.98 0.82 0.81 0.35 0.97
B DID -0.129 -0.918** 0.109 0.207 1.108** 1.214** 0.011 0.013 0.015 -0.610* 0.130* 0.103*
(-0.95) (-2.93) (0.35) (0.41) (2.23) (2.09) (0.17) (0.21) (0.04) (-1.78) (1.69) (1.83)
Rho 0.21 -0.03 0.00 -0.00 0.63 -0.02
P value 0.01 0.79 0.91 0.89 0.02 0.89
Observations 1796 1796 1.295 1.295 1.086 1.086 1796 1796 1.295 1.295 1.086 1.086
Ngoài ra, kết quả trong bảng 4 - Panel 2 cũng cho sóc sức khỏe của nam và nữ. Tuy nhiên, kết quả
thấy một số khác biệt đáng kể về tác động của phân tíchcũng thấy rằng những người dưới 18 tuổi
việc tăng chia sẻ chi phí bảo hiểm lên nhu cầu hoặc các hộ gia đình có thu nhập thấp đã giảm sử
chăm sóc sức khỏe của các nhóm thu nhập (các dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe của họ sau khi
nhóm được chia theo mức chi tiêu bình quân đầu tăng tỷ lệ người bệnh đồng chi trả khi sử dụng dịch
người). So với CHI được bảo hiểm, bảo hiểm VHI vụ chăm sóc sức khỏe tại các cơ sở y tế.
giảm số lượng điều trị ngoại trú của họ khoảng 0,9
Quy định người tham gia bảo hiểm y tế phải chi trả
sau khi mức chia sẻ chi phí bảo hiểm nếu họ ở
20% chi phí khám, chữa bệnh không làm giảm số
nhóm thu nhập thấp nhất. Tương tự, họ cũng giảm
lượng người yêu cầu được chăm sóc y tế là không
số lần sử dụng thẻ BHYT của họ để thanh toán
phù hợp ở các nước phát triển. Mặc dù vậy, quy
tiền cho điều trị ngoại trú một. Ngược lại, kết quả
định này lại phù hợp với điều kiện chăm sóc sức
phân tích còn cho thấy sự gia tăng về số lần các
khỏe ở các nước đang phát triển, mọi người chỉ đi
quyền lợi bảo hiểm y tế được sử dụng cho người
khám bác sĩ khi nó rất cần thiết [8]. Sự thiếu tác
được bảo hiểm theo VHI ở các nhóm thu nhập
động này cũng có thể là do sự hiện diện của các
cao hơn. Như vậy, có thể khẳng định sự khác biệt
chi phí tiền tệ và phi tiền tệ khác liên quan đến
trong phản ứng với mức gia tăng chia sẻ chi phí
điều trị y tế ở các nước đang phát triển như chi phí
trong khám chữa bệnh có tham gia BHYT có tác
các dịch vụ y tế không nằm trong chính sách do tổ
động về mặt tài chính lớn đối với các cá nhân có
chức bảo hiểm chi trả, nhưng người sử dụng dịch
thu nhập thấp.
vụ y tế vẫn phải thanh toán. Điều này là đúng đối
6. KẾT LUẬN với Việt Nam, vì đối với những người được điều
trị miễn phí (thuộc nhóm tham gia bảo hiểm bắt
Bài báo đã xem xét tác động của những người buộc) trong năm 2017 vẫn phải thanh toán hơn
tham gia chương trình VHI phải chia sẻ 20% (bảo một nửa tổng chi phí điều trị. Với việc đồng chi trả
hiểm thanh toán tối đa 80%) chi phí khám, chữa 20% chi phí trong quá trình sử dụng dịch vụ y tế đã
bệnh tại các cơ sở y tế. Nghiên cứu áp dụng biến tác động đến sự thay đổi nhỏ so với tổng chi phí
công cụ (khác biệt) phù hợp cho dữ liệu VHLSS người sử dụng phải bỏ ra và khó tạo nên sự thay
2006 và 2017 bằng cách sử dụng số lượng người đổi lớn trong thói quen tiêu dùng của người Việt
tham gia bảo hiểm y tế theo chương trình bắt buộc Nam. Ngoài ra, do hệ thống thiếu chính sách chăm
làm nhóm kiểm soát. Kết quả cho thấy không có sóc sức khỏe đầy đủ, đặc biệt là ở mức độ cao và
sự giảm đáng kể nhu cầu chăm sóc sức khỏe cho các cơ sở y tế không đáp ứng được nhu cầu chăm
nhóm tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện (phát hiện sóc sức khỏe của người dân cũng có thể giải thích
này cho cả điều trị ngoại trú và điều trị nội trú). sự tác động không đáng kể của việc người dân
Kết quả phân tích cũng cho thấy việc quy định sử dụng bảo hiểm y tế cho nhu cầu chăm sóc sức
người tham gia bảo hiểm y tế phải chi trả 20% khỏe của mình.
chi phí khám, chữa bệnh không có tác động đối
với nhu cầu chăm sóc sức khỏe của người dân. Kết quả phân tích phù hợp với tình trạng của quỹ
Theo phân nhóm, tác giả nhận thấy sự khác biệt y tế thâm hụt hiện nay và phù hợp với các nghiên
không đáng kể trong phản ứng về nhu cầu chăm cứu khác về tác động của phí sử dụng đối với nhu
cầu chăm sóc khỏe ở các nước đang phát triển.
Tạp chí Nghiên cứu khoa học, Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019 69
- NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
Những phát hiện trong quá trình phân tích và một [6] Ngân hàng Thế giới (2015), Cập nhật tình hình
số nghiên cứu khác cho thấy chia sẻ chi phí là một phát triển kinh tế Việt Nam, 7-2015, Hà Nội.
công cụ tối ưu Chính phủ điều chỉnh chính sách an [7] Nguyen (2012), The impact of voluntary health
sinh xã hội, ngoài ra nó còn có ý nghĩa quan trọng insurance on health care tilization and out-of-
trong chính sách tài chính ở dịch vụ chăm sóc sức pocket payments: New evidence for Vietnam.
khỏe. Do đó, thiết lập các quy định đồng thanh Health Economics 21, 946-966.
toán theo khả năng chi trả là một cách để mở rộng [8] O'Donnell (2007), Access to health care
quỹ bảo hiểm y tế. in developing countries: Breaking down
demandside barriers, Cadernos de saude
publica/Ministerio da Saude, Fundacao
Oswaldo Cruz,Escola Nacional de Saude
TÀI LIỆU THAM KHẢO Publica 23, 2820-2834.
[9] Tổng cục Thống kê (2006, 2017), Kết quả khảo
[1] Bộ Y tế (2011), Báo cáo kết quả nghiên cứu khả
sát mức sống hộ gia đình Việt Nam, Hà Nội.
năng thực hiện bảo hiểm y tế toàn dân, Hà Nội.
[10] Ủy ban Thường vụ Quốc hội (2013), Báo cáo
[2] Duarte (2012), Price elasticity of expenditure
tóm tắt kết quả giám sát việc thực hiện chính
across health care services, Journal of Health
sách pháp luật bảo hiểm y tế giai đoạn 2009-
Economics 31, 824-841.
2012, Hà Nội.
[3] Ha Nguyen and Luke B. Connelly (2017),
[11] Van Dijk, C.E., van den Berg, B., Verheij, R.A.,
Cost in health insurance and its impact in a
Spreeuwenberg, P., Groenewegen, P.P., de
developing country, MPRA Paper No. 76399.
Bakker, D.H (2013), Moral hazard and supplier-
[4] Đào Lan Hương và cộng sự (2014), Tiến tới induced demand: Empirical evidence in general
bao phủ bảo hiểm y tế ở Việt Nam: Đánh giá practice. Health Economics 22, 340-352.
và giải pháp, The World Bank, Washington DC
[12] Winkelmann (2004), Health care reform and
20433.
the number of doctor visits - an conometric
[5] http://nhandan.com.vn/xahoi/item/38217402- analysis. Journal of Applied Econometrics 19,
can-quan-ly-hieu-qua-quy-bao-hiem-y-te.html 455-472.
THÔNG TIN TÁC GIẢ
Nguyễn Minh Tuấn
- Tóm tắt quá trình đào tạo, nghiên cứu (thời điểm tốt nghiệp và chương trình đào tạo,
nghiên cứu):
+ Năm 1999: Tốt nghiệp Đại học chuyên ngành Quản lý kinh tế và xã hội, Tài chính -
Ngân hàng
+ Năm 2005: Tốt nghiệp Thạc sĩ ngành Quản trị kinh doanh
+ Năm 2015: Tốt nghiệp Tiến sĩ ngành Tài chính - Ngân hàng
- Tóm tắt công việc hiện tại: Giảng viên, Trưởng Phòng Tổ chức - Hành chính, Trưởng
Khoa Kinh tế
- Lĩnh vực quan tâm: kinh tế, xã hội
- Điện thoại: 0912795162
Phạm Thị Hồng Hoa
- Tóm tắt quá trình đào tạo, nghiên cứu (thời điểm tốt nghiệp và chương trình đào tạo,
nghiên cứu):
+ Năm 2000: Tốt nghiệp Đại học chuyên ngành Chính trị
+ Năm 2005: Tốt nghiệp Thạc sĩ ngành Quản trị kinh doanh
+ Năm 2017: Tốt nghiệp Tiến sĩ kinh tế chính trị quốc tế
- Tóm tắt công việc hiện tại: Giảng viên, Trưởng Khoa Giáo dục chính trị và thể chất
- Lĩnh vực quan tâm: kinh tế, xã hội
- Điện thoại: 0384080136
70 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
nguon tai.lieu . vn
