Tác động của chia sẻ chi phí trong bảo hiểm y tế tại Việt Nam

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:
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 khơng. Kết quả phân tích cho thấy, sự thay đổi
này khơng 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
Hiện nay, các khoản thanh toán mà người tham gia
bảo hiểm y tế (BHYT) phải trả là nguồn tài chính
chủ yếu trong quỹ bảo hiểm y tế ở hầu hết các
quốc gia thu nhập thấp và trung bình [9]. Khoản
thanh tốn này là số tối đa mà người tiêu thụ dịch
vụ y tế phải bỏ ra trước khi tổ chức bảo hiểm chi
trả 80-100% các tổn phí chăm sóc y tế. Các tổ
chức bảo hiểm khơng chi trả hết các dịch vụ y tế,
mà đòi hỏi người tiêu dùng cùng chia sẻ một phần
Người phản biện: 1. PGS.TS. Lưu Ngọc Trịnh
2. TS. Dương Công Doanh

nào những chi phí đó. Các chi phí đó được tổ chức
bảo hiểm hoặc chính phủ ấn định một mức giới
hạn, nghĩa là nếu tổng số tiền người dân sử dụng
phải trả vượt quá giới hạn này, thì tổ chức bảo
hiểm sẽ chi trả trọn vẹn những dịch vụ y tế sau đó.
Chi phí mà người dân tham gia phải chi trả được
tính trong thời hạn một năm theo lịch và sẽ được
tính lại từ đầu khi bước sang năm mới; đồng thời
chi phí này khơng bao gồm chi phí cho các dịch
vụ ngồi 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,

khơng có gì ngạc nhiên khi các quốc gia đang phát
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
sức khỏe. Tuy nhiên, một thách thức lớn của việc
mở rộng độ bao phủ của bảo hiểm y tế cho một hộ
gia đình chính là phí bảo hiểm mà người tham gia
phải chi trả vào đầu các năm, yếu tố này có thể
làm giảm mục tiêu chính sách về BHYT của các
chính phủ trong việc tăng cường mức độ tiếp cận
của người dân. Theo lý thuyết, chia sẻ chi phí có
thể được sử dụng để đối phó với thách thức này vì
nó được xem như là một phương tiện để giảm bớt
gánh nặng cho ngân sách nhà nước và đảm bảo
tính ổn định của quỹ bảo hiểm.
Đã có nhiều tài liệu đánh giá tác động của việc
chia sẻ chi phí đối với các dịch vụ y tế ở các nước
phát triển. Quan điểm chính trong các nghiên cứu
về kinh tế y tế là chia sẻ chi phí nhằm làm giảm
nguy cơ vỡ quỹ bảo hiểm. Ví dụ, ở châu Âu bằng
chứng cho thấy khả năng thanh toán của người
tiêu dùng dịch vụ y tế có ảnh hưởng trực tiếp quy
mô dân số tham gia bảo hiểm y tế như: Nghiên
cứu của Đức [12], Bỉ và Chile [2] cho thấy việc
người sử dụng dịch vụ y tế cùng tham gia thanh
tốn các chi phí đã làm giảm việc sử dụng dịch vụ

chăm sóc sức khoẻ; nghiên cứu tại Hà Lan [11]
cho thấy rằng, người tiêu dùng dịch vụ y tế cùng
thanh tốn các chi phí sử dụng dịch vụ ít có hoặc
khơng ảnh hưởng gì đến số lượt bác sĩ tham gia
khám chữa bệnh ngoại trú.
Tại Việt Nam, có nhiều nghiên cứu về BHYT, tuy
nhiên chưa có nhiều nghiên cứu về tác động của
việc chia sẻ chi phí trong sử dụng dịch vụ chăm
sóc sức khỏe. Một số cơng trình đã chỉ ra rằng,
người Việt Nam tham gia BHYT đã được hưởng
lợi trong sử dụng các dịch vụ y tế tại các cơ sở
khám, chữa bệnh, đặc biệt là các bệnh nhân nội
trú có hưởng lợi lớn về chi phí thời gian lưu trú tại
cơ sở khám, chữa bệnh [3]. Về bảo vệ tài chính,
BHYT tự nguyện đã làm giảm chi tiêu trung bình
khoảng 20% và 200% [10]. Tuy nhiên, nghiên cứu
khơng tìm thấy bất kỳ tác động đáng kể nào của
việc tham gia chương trình BHYT tự nguyện làm
tăng tổng chi tiêu hộ gia đình. Báo cáo đánh giá
tóm tắt Đồn giám sát (Ủy ban Thường vụ Quốc
hội) năm 2013 cũng đã khẳng định các chính sách
về BHYT đã làm giảm xu hướng tự điều trị khi có
bệnh của người dân [10].
Luật BHYT

Tại Việt Nam, sau hơn 20 năm triển khai thực
hiện chính sách BHYT, số người tham gia BHYT
tăng nhanh và đạt được mục tiêu mở rộng các
đối tượng tham gia BHYT, năm 2018 là 82,7 triệu
người, tăng mới gần 23 triệu người (tức tăng

35,6%) so với năm 2012, đạt tỷ lệ bao phủ 87,25%
dân số cả nước. Quỹ BHYT trở thành nguồn tài
chính quan trọng đối với cơng tác chăm sóc và
bảo vệ sức khỏe nhân dân, từ chỗ chiếm tỷ lệ nhỏ
trong tổng chi y tế, đến nay đã chiếm khoảng gần
1/3 ngân sách nhà nước dành cho y tế và chiếm tỷ
trọng xấp xỉ 67% nguồn thu sự nghiệp của các cơ
sở khám, chữa bệnh. Tuy nhiên, từ năm 2005 trở
về trước, quỹ BHYT ln có kết dư, đến hết năm
2005 quỹ BHYT kết dư 2.900 tỷ đồng. Bắt đầu từ
năm 2006, quỹ BHYT bắt đầu bội chi, đến hết năm
2017 quỹ BHYT bội chi 8.847 tỷ đồng. Mức độ bội
chi trong năm 2017 có giảm hơn năm 2016 nhưng
tình trạng này đã xuất hiện ở 59 trên 63 tỉnh, thành
phố, trong đó một số tỉnh, thành phố bội chi tới
hơn 1.000 tỷ đồng. Năm 2018, tình trạng bội chi đã
lan rộng tới 60 tỉnh, thành phố trên cả nước. Trong
đó, có tới 13 tỉnh, thành phố ước bội chi quỹ BHYT
từ hơn 200 tỷ đồng, hai tỉnh lên tới con số hơn 700
tỷ đồng [1]. Có nhiều nguyên nhân dẫn đến bội chi
quỹ BHYT, trong đó nguyên nhân chủ yếu là do
mức đóng BHYT không được điều chỉnh kịp thời
so với mức độ gia tăng chi phí khám bệnh, chữa
bệnh; bỏ quy định cùng chi trả, mở cửa cho mọi
người đang ốm đau được tham gia BHYT và với
việc mở rộng phạm vi quyền lợi của người tham
gia BHYT, đặc biệt là các dịch vụ kỹ thuật cao có
chi phí lớn, tai nạn giao thơng, trong khi đó mức
đóng BHYT bắt buộc khơng thay đổi trong nhiều
năm qua, đặc biệt mức đóng của nhóm người

nghèo, người có thu nhập thấp,…
2. TỔNG QUAN VỀ CHÍNH SÁCH BẢO HIỂM Y
TẾ CỦA VIỆT NAM
2.1. Lộ trình phát triển chính sách bảo hiểm y tế
Sau hơn hai thập kỷ thực hiện chính sách BHYT
theo quy định của Nghị định số 299, Nghị định
số 58, Nghị định số 63 và hiện nay là Luật BHYT
2014, chính sách BHYT dần được sửa đổi, bổ
sung nhằm mở rộng độ bao phủ tới người dân
trong xã hội.
Thân nhân người lao động, xã viên
HTX và các đối tượng khác

Nông dân
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

NĐ63

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
chính sách BHYT, các đối tượng tham gia BHYT
dần được bổ sung theo qua các giai đoạn, đến
nay theo Luật BHYT năm 2014, chính sách BHYT
lại được phân ra theo năm nhóm đối tượng đóng:
(i) Nhóm do người lao động và người sử dụng
lao động đóng: Mức đóng 4,5% tiền lương hàng
tháng, lương theo ngạch bậc, hợp đồng,... trong
đó người lao động đóng 1,5%, người chủ sử dụng
lao động đóng 3%. Đóng theo tháng, tại cơ quan,
đơn vị, nơi làm việc.

(hoặc khoản khấu trừ cho lần khám chữa bệnh
tiếp theo trong năm). Yêu cầu về bảo hiểm 20%
sau đó được áp dụng lại vào năm 2007, nhưng chỉ
áp dụng cho các nhóm đối tượng tham gia VHI.
Do thay đổi chính sách này khơng ảnh hưởng đến
các nhóm đối tượng tham gia chương trình CHI,
do vậy, nhóm này được sử dụng như một nhóm
kiểm sốt cho phân tích của bài viết để đánh giá
hiệu quả của những thay đổi từ tháng 4/2007 các
lợi ích mà bảo hiểm tự nguyện mang lại.

(ii) Nhóm do tổ chức bảo hiểm xã hội đóng: Mức
đóng 4,5% tiền lương hàng tháng, trợ cấp, lương
cơ sở do quỹ BHXH đóng hàng tháng.

3. TÁC ĐỘNG CỦA CHIA SẺ CHI PHÍ TRONG
BẢO HIỂM Y TẾ TẠI VIỆT NAM
3.1. Dữ liệu

(iii) Nhóm do ngân sách nhà nước đóng: Mức
đóng 4,5% tiền lương hàng tháng, trợ cấp, lương
cơ sở do ngân sách nhà nước đóng hàng tháng.

Để có cơ sở phân tích tác động của chia sẻ chi
phí trong bảo hiểm y tế, tác giả sử dụng bộ số liệu
Khảo sát mức sống dân cư Việt Nam (Result of
the Viet Nam Household Living Standards Survey
- VHLSS) của Tổng cục Thống kê năm 2006 và
2017. VHLSS là kết quả điều tra tồn quốc dựa
trên thơng tin của hơn 10 nghìn hộ gia đình. Cả
hai cuộc khảo sát đều chứa thông tin về nhân
khẩu học, giáo dục, y tế, việc làm (ở cấp độ cá
nhân), thu nhập, tài sản, chi tiêu (cấp hộ gia đình)
và một loạt các biến cơ sở hạ tầng và thể chế cộng
đồng (chỉ dành cho các xã nông thôn). Hai bộ số
liệu VHLSS này cung cấp thơng tin chi tiết về các
chương trình bảo hiểm, theo đó các cá nhân được
bảo hiểm và sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe
của họ, đây là cơ sở cho phân tích của tác giả. Mặt
khác, thời gian của hai cuộc khảo sát phù hợp với
mục đích của nghiên cứu này. Trong cả hai cuộc

khảo sát, các cuộc phỏng vấn diễn ra từ tháng 5
đến tháng 9 hàng năm. Do đó, số lượng sử dụng
dịch vụ chăm sóc sức khỏe năm 2006 đã được
báo khoảng thời gian 12 tháng trước đó.

(iv) Nhóm được ngân sách nhà nước hỗ trợ mức
đóng: Mức đóng 4,5% tiền lương cơ sở, trong đó
người tham gia tự đóng 3%, ngân sách nhà nước
đóng 1,5%.
(v) Nhóm tham gia bảo hiểm y tế theo hộ gia đình:
Mức đóng của tất cả các thành viên thuộc hộ gia
đình theo quy định của Luật Bảo hiểm y tế như
sau: Người thứ nhất đóng bằng 4,5% mức lương
cơ sở; người thứ hai, thứ ba, thứ tư đóng lần lượt
bằng 70%, 60%, 50% mức đóng của người thứ
nhất; từ người thứ năm trở đi đóng bằng 40% mức
đóng của người thứ nhất.
Như vậy, chính sách BHYT hiện nay có hai nhóm
đối tượng tham gia, đó là BHYT bắt buộc (CHI) và
BHYT tự nguyện (VHI) và nó đã trở thành chính
sách xã hội mang ý nghĩa nhân đạo, có tính chia
sẻ cộng đồng được Việt Nam hết sức coi trọng.
BHYT đã từng bước phát triển, đạt được một
số thành tựu quan trọng như số người tham gia
BHYT tăng, đặc biệt là người nghèo và các đối
tượng chính sách; sự tiếp cận dịch vụ y tế của các
đối tượng được cải thiện rõ rệt. BHYT đã tạo ra
nguồn tài chính cơng đáng kể cho cơng tác khám,
chữa bệnh, góp phần thực hiện mục tiêu cơng
bằng trong chăm sóc sức khỏe nhân dân, đảm

bảo an sinh xã hội.
2.2. Quy định chia sẻ chi phí và thử nghiệm
chính sách năm 2007
Các chính sách điều chỉnh chia sẻ chi phí đã thay
đổi theo thời gian. Từ năm 2003 đến tháng 9/2005,
20% chi phí điều trị được chia sẻ bởi người được
bảo hiểm. Những lợi ích cho người được bảo hiểm
hưởng lợi hơn từ tháng 9/2005 đến tháng 4/2007
vì tất cả các khoản chi dưới 7 triệu đồng cho mỗi
lần điều trị đều do tổ chức bảo hiểm chi trả. Đối với
chi phí điều trị trên 7 triệu đồng, khoản dự phòng
bảo hiểm 40% áp dụng cho khoản chi vượt quá

3.2. Mẫu phân tích
Mẫu phân tích bao gồm những người từ 7 tuổi trở
lên vào năm 2006. Trẻ em dưới 7 tuổi không nằm
trong mẫu phân tích vì đối tượng này được miễn
viện phí theo chính sách của Chính phủ. Việc sử
dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe được đo trong
khoảng thời gian 12 tháng trước thời gian khảo sát.
Nếu cá nhân thay đổi hình thức BHYT (chuyển từ
VHI sang CHI hoặc không tham BHYT) trong vòng
12 tháng trước thời điểm điều tra VHLSS 2017, tác
giả khơng thể xác định chính xác họ thuộc nhóm
nào vì họ khơng bị ảnh hưởng bởi sự gia tăng chi
phí tham gia bảo hiểm cho cả 12 tháng. Để giải
quyết sự khác biệt về thời gian đo lường trạng thái
BHYT và sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe, tác
giả sử dụng dữ liệu bảng tóm tắt của VHLSS.
3.3. Biến kiểm sốt

Những người khơng có BHYT khơng bị ảnh hưởng
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
theo CHI làm biến kiểm soát.
3.4. Phương pháp đánh giá kết quả
Mức tăng 20% trong chi phí BHYT áp dụng cho
cả điều trị ngoại trú và điều trị nội trú cho nhóm tự
nguyện. Do đó, nghiên cứu trực tiếp đánh giá tác
động của việc tăng chi phí bảo hiểm bằng cách
phân tích phản ứng giá với số lượng người tham
gia điều trị tại các cơ sở y tế. Vì mơ hình đặt ra các
biện pháp có khác nhau về điều trị ngoại trú và điều
trị nội trú nên nghiên cứu đánh giá tác động chính
sách riêng biệt đối với hai loại điều trị này [2].
Ngoài nội dung trên, nghiên cứu sử dụng số lần
người tham gia bảo hiểm sử dụng thẻ BHYT để
chi trả cho việc điều trị như là một kết quả ngẫu
nhiên bổ sung trong mơ hình, vì thực tế cho thấy,
bệnh nhân được bảo hiểm ở Việt Nam không
phải lúc nào cũng sử dụng thẻ BHYT để u cầu
điều trị.
4. MƠ HÌNH THỰC NGHIỆM
4.1. Mơ hình ước lượng
Mơ hình thực nghiệm để đánh giá tác động của
việc tăng chi phí BHYT trong năm 2007 như sau:

- Tại thời điểm t = 2006, khơng có cá nhân nào
được bảo hiểm phải chia sẻ chi phí điều trị (Nhà
nước bao cấp hoàn toàn).
- Tại thời điểm t = 2017, người được bảo hiểm
theo chương trình BHYT tự nguyện phải chia sẻ
20% chi phí điều trị và được chỉ định cho nhóm
được điều trị, những người khác tạo thành nhóm
đối chứng.
- Số người tham gia BHYT tự nguyện i là một chỉ
số nhị phân bằng 1 chỉ số nếu cá nhân i được
bảo hiểm theo chương trình VHI năm 2017 và 0
nếu có.
Do đó, một mơ hình hồi quy nhu cầu chăm sóc sức
khỏe khơng được đáp ứng đề xuất là:

𝑦𝑦!" = ∝# 𝑑𝑑2" +∝$ 𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉!" +∝% 𝑑𝑑2"
∗ 𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉!" + 𝛾𝛾𝑋𝑋!" + 𝑐𝑐! + 𝑢𝑢!"

(1)

Trong đó:

VHI: bảo hiểm y tế tự nguyện;
d2: một biến giả bằng 1 nếu t = 2017 và 0 nếu
t = 2006;
ci: một biến cá thể bất biến.
Biến giả thời gian d2, là kiểm soát xu hướng thời
gian trong nhu cầu chăm sóc sức khỏe khơng liên
quan đến sự gia tăng chi phí như thay đổi về khả
năng cung cấp dịch vụ chăm sóc sức khỏe hoặc

mơi trường sống. Tính khơng đồng nhất riêng lẻ
của ci trong phương trình (1) cho thấy rằng việc
tham gia VHI có thể tương quan với các đặc điểm
riêng lẻ cũng ảnh hưởng đến chính sách chăm

sóc sức khỏe. Xit là một vectơ của tất cả các đặc
điểm kinh tế - xã hội khác được kiểm soát trong
hồi quy và Uit. Giả định rằng E(Uit/Xi, VHIi, ci) = 0,
t = 2006, 2017.
Để loại bỏ hiệu ứng không được quan sát ci,
phương trình khác biệt đầu tiên (1) là:
(2)
∆𝑦𝑦!$ =∝# +∝% 𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉!$ + ∆𝑋𝑋!$ 𝛾𝛾 + ∆𝑢𝑢!"

Hiệu ứng của sự gia tăng chi phí sau có thể thu
được bằng cách lấy lại sự thay đổi trong Y về sự
thay đổi trong các biến Xi và biến giả VHI. Với dữ
liệu của hai thời kỳ như trong nghiên cứu, ước tính
a3 từ phương trình (2) là ước tính khác biệt (DID)nó đo lường hiệu quả của việc giới thiệu khoản
dự phòng rủi ro cho những người được bảo hiểm
theo VHI. Bộ ước lượng sai lệch đầu tiên (FD) ước
tính các ước tính DID giống như một ước lượng
hiệu ứng cố định trong khi cả hai đều tận dụng
lợi thế của các phương pháp dữ liệu cho trước
với các yếu tố bất biến về thời gian và không gian
quan sát. Cách tiếp cận khác biệt sẽ nghiên cứu
tác động của việc chia sẻ chi phí bảo hiểm tương
tự như trong nghiên cứu của Hà Nguyễn (2012).
Phép hồi quy khác biệt đầu tiên giúp loại bỏ sai lệch
vị nội sinh do đặc điểm bất biến về thời gian, khơng

gian quan sát có ảnh hưởng đến việc đăng ký VHI
và sử dụngdịch vụ chăm sóc sức khỏe. Để tránh
tính đồng nhất số lượng người tham gia chương
trình VHI, nghiên cứu cũng sử dụng phương pháp
biến cơng cụ (IV) để ước lượng phương trình (2).
Tuy nhiên, khó trong phương pháp này là tìm một
cơng cụ hợp lệ có liên quan đến việc số lượng
người đăng ký tham gia chương trình VHI nhưng
khơng phải với nhu cầu chăm sóc sức khỏe.
Đối với mỗi cá nhân, biến này được tính bằng tỷ
lệ người từ 7 tuổi trở lên sống trong các hộ khác
trong cùng xã có tham gia vào chương trình VHI.
Biến dựa trên xã này sau đó được sử dụng kết
hợp với biến giả dựa trên hộ gia đình cho biết bất
kỳ thành viên hộ gia đình nào trên 7 tuổi đã tham
gia chương trình CHI để dự đoán xác suất đăng
ký của một thành viên trong gia đình tham gia
chương trình VHI. Vì biện pháp này dựa trên cơ
sở xã nên được cho là vượt quá tầm ảnh hưởng
của cá nhân. Nếu ước lượng là các công cụ hợp
lệ cho phương trình VHI, thì các ước tính DID của
mơ hình khác biệt đầu tiên sử dụng các phương
pháp biến cơng cụ sẽ nhất qn.
4.2. Biến giải thích
Do đặc điểm của các mẫu trong nhóm tham gia
chương trình VHI có thể khác với các nhóm tham
gia chương trình CHI, nên tác giả đã đưa biến giải
thích bổ sung (X) vào mơ hình. Mơ hình đã đưa
biến tuổi và giới tính để giải thích số lần đi khám
tại bệnh viện của người dân sẽ tăng theo độ tuổi

và phụ nữ có xu hướng có nhu cầu chăm sóc sức
khỏe cao hơn. Ngồi ra, mơ 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
nhu cầu chăm sóc sức khỏe có thể tăng theo thu
nhập (thu nhập của hộ gia đình sử dụng dữ liệu
chi tiêu bình quân đầu người). Đồng thời, dữ liệu
về loại gia đình (tài sản của hộ gia đình) được đưa
vào mơ hình phân tích hồi quy để đo lường sự
tác động đến nhu cầu chăm sóc sức khỏe. Nghiên
cứu sử dụng cả chỉ số tình trạng sức khỏe dài hạn
và ngắn hạn: Chỉ số trạng thái sức khỏe dài hạn là
cá nhân mắc bệnh mãn tính hoặc hạn chế về khả
năng chức năng; tình trạng sức khỏe ngắn hạn là
biến giả định cá nhân đã bị bệnh trong 12 tháng
trước thời gian điều tra. Ngoài ra, số lượng ngày
các cá nhân có bất kỳ bệnh trong 12 tháng trước
đó cung cấp một chỉ số về tình trạng sức khỏe.
Nghiên cứu cũng sử dụng thông tin về hành vi hút
thuốc lá, thuốc lào như một đại diện cho lối sống
cũng có thể ảnh hưởng đến nhu cầu chăm sóc
sức khỏe. Các biến kiểm sốt cũng bao gồm trình
độ học vấn cao nhất, tình trạng hơn nhân, dân tộc
và quy mơ hộ gia đình. Việc đưa các biến khu vực
và nông thôn, thành thị vào hồi quy là kiểm sốt

tính khơng đồng nhất trong việc sử dụng dịch vụ y
tế giữa các vùng.
5. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH
5.1. Thống kê mô tả
Bảng 1 minh họa cách sử dụng chăm sóc sức
khỏe cho nhóm VHI và nhóm CHI từ năm 2006 đến
2017. Trong cả hai năm, các cá nhân được bảo
hiểm bởi CHI có mức sử dụng chăm sóc sức khỏe
cao hơn khi cả bệnh nhân ngoại trú và bệnh nhân
nội trú. Đối với điều trị ngoại trú, số lượt khám năm
2017 tăng so với năm 2006 và xu hướng này có
ý nghĩa thống kê đối với nhóm VHI. Một mơ hình
tương tự (nhưng khơng có ý nghĩa thống kê) được
quan sát khi kết quả được đo bằng số lần những
người được bảo hiểm sử dụng BHYT của họ để
trả tiền điều trị. Bảng 1 cũng cho thấy sự khác biệt
về sự thay đổi kết quả giữa nhóm được điều trị và
nhóm đối chứng trong giai đoạn 2006-2017 (DID).
Các số liệu của DID cho thấy việc giới thiệu lại
khoản dự phịng rủi ro trong nhóm VHI đã giảm số
lượt đăng ký ngoại trú của họ xuống cịn 0,27, so
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
Loại điều trị

Kết quả
A
B
A

B

Bệnh nhân ngoại trú
Bệnh nhân nội trú

Nhóm VHI
(được điều trị)
2006
2017
17-06(a)
1.17
0.88
-0.29***
0.55
0.54
-0.03
0.09
0.11
0.02
0.05
0.08
0.02

2006
1.32
0.88
0.14
0.12

Nhóm CHI

(kiểm sốt)
2017
1.29
0.86
0.14
0.11

17-06(a)
-0.02
-0.02
0.00
-0.01

DID(a)
-0.27***
-0.01
0.02
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 sốt. 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
Kết quả

Ước lượng

A

DID

B

Rho
P Value
Chi squared 1
P value 1
Chi squared 2
P value 2
DID
Rho
P Value
Chi squared 1

Điều trị ngoại trú
FD
-0.190
(-1.11)

0.182

(1.30)

IV-FD
-0.460
(-1.29)
0.051
0.302
281.8
0.000
3.457
0.178
-0.349
(-0.50)
0.127**
0.042
241.2

Điều trị nội trú
FD
0.051
(1.01)

0.031
(1.30)

IV-FD
-0.004
(-0.08)
0.063
0.173

283.2
0.000
1.002
0.606
-0.023
(-0.43)
0.068
0.145
283.9

66 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019


NGÀNH KINH TẾ

Kết quả

Ước lượng

Điều trị ngoại trú
FD

IV-FD

Điều trị nội trú
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 hơn nhân, số ngày bị ốm năm trước, trình độ
học vấn, tình trạng hộ gia đình, loại nhà, quy mơ 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
quả phân tích cho thấy việc gia tăng chi phí bảo
hiểm có tác động khơng đáng kể đối với người

tham gia điều trị ngoại trú và số lần bệnh nhân có
BHYT sử dụng thẻ để thanh toán cho việc điều trị.
Số lượng người tham gia VHI có tác động rõ rệt
lên các ước tính. Cụ thể, nó làm giảm tác động
của chi phí bảo hiểm đối với số lượng người tham
gia điều trị ngoại trú. Ngồi ra, số lượng người
tham gia VHI cịn được thể hiện bằng số lần người
bệnh sử dụng thẻ BHYT để thanh toán cho điều trị.
Do vậy, cả hai kết quả các ước tính IV đều khơng
có ý nghĩa thống kê đáng kể.
Để xác định số người tham gia điều trị nội trú có
ảnh hưởng khơng đáng kể đến phương trình ước
lượng, tác giả đã đo số lần điều trị hoặc số lần
thẻ BHYT được sử dụng cho việc thanh toán quá
trình điều trị của người bệnh tại các cơ sở y tế. Kết
quả ước lượng cho thấy những người tham gia
chương trình VHI có tác động khơng đáng kể về
mặt thống kê đến số lần điều trị. Tuy nhiên, cũng
lý rằng ước tính OLS đã được đẩy lên và điều này
phù hợp với ước tính tích cực về mối tương quan
(Rho) giữa các lỗi trong phương trình xử lý và kết
quả. Kích thước của độ lệch khơng đáng kể nhưng
tỷ lệ khả năng ở dưới cùng của ước tính DID chỉ ra
rằng trong hầu hết các trường hợp, không thể bác
bỏ giả thuyết các lỗi khơng tương thích trong mơ
hình. Trong trường hợp này, một mối tương quan
tích cực và có ý nghĩa giữa thay đổi sai số trong
phương trình kết quả và sai số trong phương trình
xử lý được quan sát.
Để đánh giá sự thay đổi trong ước tính liên quan

đến việc cung cấp dịch vụ bảo hiểm trong các hồi
quy, tác giả đã kiểm tra độ bền của các biến bằng
cách sử dụng phép thử tỷ lệ khả năng sinh kế (LR)
của người dân. Các kết quả trong bảng 2 cho thấy
các biến này có tác động mạnh; đồng thời, tác giả
kiểm tra giả định rằng các biến khơng tương quan
với các lỗi trong phương trình (2) bằng cách sử

dụng thử nghiệm nhận dạng. Trong mọi trường
hợp, kiểm tra thống kê Chi bình phương (Chi
squared 1) trong bảng 2 cho thấy, không thể bác
bỏ giả thuyết lỗi không tương thích với các biến.
Ngồi ra, tác giả sử dụng tỷ lệ người dân trong xã
tham gia chương trình VHI là biến duy nhất, kết
quả gần giống như khi sử dụng hai biến trên. Sau
đó, tác giả triển khai bộ ước lượng hai giai đoạn
và so sánh các kết quả với các kết quả thu được
từ trình ước lượng ban đầu và đều có ước tính
gần như giống nhau. Tóm lại, tác giả khơng tìm
thấy tác động dự kiến tiêu cực của việc tăng quy
định về chi phí cùng chi trả trong khám chữa bệnh
đối với người tham gia BHYT với số lượng người
được chăm sóc sức khỏe theo yêu cầu của các cá
nhân người tham gia VHI.
5.3. Biến thể giữa các nhóm phụ
Tuy nhiên, tính khơng đồng nhất để đáp ứng với
chi phí bảo hiểm bỏ ra và tình trạng sức khỏe của
cá nhân là khó đo lường, do vậy, có hai khả năng
có thể xảy ra là những người có sức khỏe kém
hơn có thể nhạy cảm về giá hơn vì các hiệu ứng

thu nhập tiềm năng lớn hơn hoặc những người có
sức khỏe kém có thể ít nhạy cảm về giá vì họ có
thể coi trọng sức khỏe hơn.
Kết quả trong bảng 3 - Panel 1 chỉ ra rằng khơng
có sự khác biệt đáng kể trong phản ứng với sự gia
tăng chi phí bảo hiểm (đối với cả điều trị ngoại trú
và điều trị nội trú) và tình trạng bệnh (đối với điều
trị nội trú). Tuy nhiên, có một số khác biệt đáng kể
trong phản ứng khi tình trạng sức khỏe được đo
bằng cách có bất kỳ bệnh nào để điều trị ngoại trú
(bảng 4 - Panel 2). Đặc biệt, những người có sức
khỏe tốt hơn (tức là khơng có bệnh) dường như
giảm số lượng điều trị ngoại trú của họ bằng 0,13
trong khi những người có sức khỏe kém thì khơng.
Sự khác biệt này khơng có ý nghĩa ở mức 10%.
Một xu hướng tương tự khi kết quả được đo bằng
số lần sử dụng thẻ BHYT để thanh tốn cho điều
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
IV-FD
FD

FD

Panel 1. Theo bệnh nặng
A

DID

B

Rho
P value
DID

-0.191
(-1.12)

Rho
P value
Observations
Panel 2. Theo bệnh nhẹ
A
DID

B

Rho
P value
DID

Rho
P value
Observations

Panel 3. Theo giới tính
A
DID

B

Khơng bệnh

Rho
P value
DID

-0.29*
(-1.68)
0.027
0.38
0.013
-0.039
(0.75)
(-0.79)
0.89
0.11
3509
668
Không bệnh
-0.129*
-0.118
(-171)
(-0.02)
-0.05

0.61
-0.144**
0.410
(-2.21)
(0.69)
-0.31
0.01
1992
2.185
Nam
-0.213
-0.123
(-0.95)
(-0.31)
-0.01
0.82
0.113
-0.182
(0.81)
(-0.55)

Rho

IV-FD

Tất cả các bệnh
-2.521
(-0.88)
0.29
0.21

0.213
0.207
(1.37)
(1.41)
0.00
0.93
3509
668
Tất cả các bệnh
-0.062
-0.201
(-0.20)
(-0.29)
0.01
0.85
0.583**
-0.399
(2.11)
(-0.197)
0.13
0.06
1992
2.185
Nữ
-0.149
-0.812
(-0.58)
(-1.00)
0.13
0.09

0.211
-1.25
(1.17)
(-0.28)

0.08

Observations

1721

1721

2456

Kết quả bảng 3 - Panel 3 cho thấy khơng có sự
khác biệt đáng kể về giới tính đối với điều trị ngoại
trú khi gia tăng chi phí BHYT. Ngược lại, có sự
khác biệt đáng kể về tác động của chi phí bảo
hiểm theo giới tính đối với bệnh nhân tham gia
điều trị nội trú. Điều này cho thấy có ý nghĩa thống
kê của mối tương quan giữa phương trình điều trị
và kết quả cho thấy kết quả IV-FD.
Ngoài ra, kết quả bảng 4 - Panel 1 cịn cho thấy
rằng khi có chung một quyền lợi trong BHYT thì
những người dưới 18 tuổi có nhiều khả năng giảm

Điều trị nội trú
IV-FD
FD

Khơng bệnh

-0.112
(-0.15)

P value

FD

Tất cả các bệnh

0.031
(0.22)

-0.066
(-0.31)
0.03
0.39
-0.001
-0.021
(-0.17)
(-0.39)
0.02
0.57
3509
668
Không bệnh
0.019
0.027

(1.01)
(1.01)
-0.29
0.59
0.009
0.015
(0.58)
(0.65)
-0.01
0.75
1992
2.185
Nam
0.071**
-0.152
(1.99)
(-1.03)
0.19
0.00
0.066**
-0.163
(1.98)
(-0.58)

0.25

0.23

0.01

0.00

2456

1721

IV-FD

1721

1.021
(1.91)

-3.642
(-1.19)
0.58
0.00
0.192
0.113
(1.08)
(0.67)
0.04
0.59
3509
668
Tất cả các bệnh
0.091
-0.021
(1.01)
(0.19)

0.09
0.11
0.057
-0.041
(1.32)
(-0.40)
0.09
0.11
1992
2.185
Nữ
0.014
0.051
(0.43)
(1.27)
-0.04
0.42
-0.011
0.025
(-0.33)
(0.23)
-0.02
0.23
2456

2456

số lần điều trị hơn là những người lớn tuổi hơn.
Đặc biệt, những người dưới 18 tuổi đã giảm số lần
điều trị ngoại trú của họ xuống 0,6 (kết quả FD-IV)

trong khi những người lớn tuổi thì khơng. Những
người dưới 18 tuổi cũng giảm tần suất sử dụng
thẻ BHYT để thanh toán các chi phí khám, chữa
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
khơng. Phát hiện này phù hợp với với nghiên cứu
của Bộ Y tế khi đánh giá những người lớn tuổi ít có
khả năng chia sẻ chi phí trong khám, chữa bệnh
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
Panel 1.
Theo tuổi
A

DID

B

Rho
P value
DID

FD

IV-FD

Điều trị ngoại trú
FD

IV-FD

Tuổi < 18
-0.214** -0.613**
(-2.19) (-2.97)
0.14
0.00
-0.031 -0.249*
(-0.37) (-1.92)

Tuổi từ 18-55
-0.310
(-0.71)

0.156
(0.67)

-0.345
(-0.81)
0.00
0.89
0.110
(0.25)

FD

IV-FD

Tuổi > 55
0.079 0.671

(0.11) (0.61)
-0.04
0.56
1.159 1.134
(1.56) (1.06)

FD

IV-FD

Tuổi < 18
0.019
(1.13)

0.015
(0.72)

0.041
(1.01)
-0.03
0.61
-0.421**
(-2.15)

Điều trị nội trú
FD
IV-FD
Tuổi từ 18-55
0.086*
(1.82)

0.057
(1.41)

-0.021
(-0.39)
0.11
0.09
0.013
(0.19)

FD

IV-FD

Tuổi > 55
0.095
(0.59)

0.019
(0.13)

0.132
(0.97)
-0.03
0.78
-0.000
(-0.00)

68 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019

NGÀNH KINH TẾ

Panel 1.
Theo tuổi

FD
IV-FD
Tuổi < 18
0.21
0.02
1670
1670

Điều trị ngoại trú
FD
IV-FD
Tuổi từ 18-55
0.01
0.78
1879
1879

Rho
P value
Observations
Panel 2. Theo
Thấp
thu nhập

A
DID
-0.658** -0.893**
(-2.51) (-1.97)
Rho
0.59
P value
0.21
B
DID
-0.129 -0.918**
(-0.95) (-2.93)
Rho
0.21
P value
0.01
Observations 1796
1796

Trung bình
0.201
(0.61)

0.109
(0.35)

1.295

0.259
(0.315)

-0.10
0.98
0.207
(0.41)
-0.03
0.79
1.295

FD
IV-FD
Tuổi > 55
0.00
0.91
628
628

FD
IV-FD
Tuổi < 18
0.81
0.00
1670
1670

Điều trị nội trú
FD
IV-FD
Tuổi từ 18-55
0.07
0.41

1879
1879

Cao

Thấp

Trung bình

0.62 0.607 -0.002
(0.91) (1.02) (-0.06)
-0.00
0.82
1.108** 1.214** 0.011
(2.23) (2.09) (0.17)
0.00
0.91
1.086 1.086 1796

Ngoài ra, kết quả trong bảng 4 - Panel 2 cũng cho
thấy một số khác biệt đáng kể về tác động của
việc tăng chia sẻ chi phí bảo hiểm lên nhu cầu
chăm sóc sức khỏe của các nhóm thu nhập (các
nhóm được chia theo mức chi tiêu bình quân đầu
người). So với CHI được bảo hiểm, bảo hiểm VHI
giảm số lượng điều trị ngoại trú của họ khoảng 0,9
sau khi mức chia sẻ chi phí bảo hiểm nếu họ ở
nhóm thu nhập thấp nhất. Tương tự, họ cũng giảm
số lần sử dụng thẻ BHYT của họ để thanh toán
tiền cho điều trị ngoại trú một. Ngược lại, kết quả

phân tích cịn cho thấy sự gia tăng về số lần các
quyền lợi bảo hiểm y tế được sử dụng cho người
được bảo hiểm theo VHI ở các nhóm thu nhập
cao hơn. Như vậy, có thể khẳng định sự khác biệt
trong phản ứng với mức gia tăng chia sẻ chi phí
trong khám chữa bệnh có tham gia BHYT có tác
động về mặt tài chính lớn đối với các cá nhân có
thu nhập thấp.
6. KẾT LUẬN
Bài báo đã xem xét tác động của những người
tham gia chương trình VHI phải chia sẻ 20% (bảo
hiểm thanh toán tối đa 80%) chi phí khám, chữa
bệnh tại các cơ sở y tế. Nghiên cứu áp dụng biến
công cụ (khác biệt) phù hợp cho dữ liệu VHLSS
2006 và 2017 bằng cách sử dụng số lượng người
tham gia bảo hiểm y tế theo chương trình bắt buộc
làm nhóm kiểm sốt. Kết quả cho thấy khơng có
sự giảm đáng kể nhu cầu chăm sóc sức khỏe cho
nhóm tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện (phát hiện
này cho cả điều trị ngoại trú và điều trị nội trú).
Kết quả phân tích cũng cho thấy việc quy định
người tham gia bảo hiểm y tế phải chi trả 20%
chi phí khám, chữa bệnh khơng có tác động đối
với nhu cầu chăm sóc sức khỏe của người dân.
Theo phân nhóm, tác giả nhận thấy sự khác biệt
khơng đáng kể trong phản ứng về nhu cầu chăm

0.007
(0.12)
-0.19

0.81
0.013
(0.21)
-0.00
0.89
1796

0.095**
(1.97)

0.015
(0.04)

1.295

-0.016
(-0.86)
0.18
0.35
-0.610*
(-1.78)
0.63
0.02
1.295

FD
IV-FD
Tuổi > 55
0.01
0.85

628
628
Cao
0.123*
(1.87)

0.130*
(1.69)

1.086

0.125*
(1.86)
0.02
0.97
0.103*
(1.83)
-0.02
0.89
1.086

sóc sức khỏe của nam và nữ. Tuy nhiên, kết quả
phân tíchcũng thấy rằng những người dưới 18 tuổi
hoặc các hộ gia đình có thu nhập thấp đã giảm sử
dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe của họ sau khi
tăng tỷ lệ người bệnh đồng chi trả khi sử dụng dịch
vụ chăm sóc sức khỏe tại các cơ sở y tế.
Quy định người tham gia bảo hiểm y tế phải chi trả
20% chi phí khám, chữa bệnh khơng làm giảm số
lượng người u cầu được chăm sóc y tế là khơng

phù hợp ở các nước phát triển. Mặc dù vậy, quy
định này lại phù hợp với điều kiện chăm sóc sức
khỏe ở các nước đang phát triển, mọi người chỉ đi
khám bác sĩ khi nó rất cần thiết [8]. Sự thiếu tác
động này cũng có thể là do sự hiện diện của các
chi phí tiền tệ và phi tiền tệ khác liên quan đến
điều trị y tế ở các nước đang phát triển như chi phí
các dịch vụ y tế khơng nằm trong chính sách do tổ
chức bảo hiểm chi trả, nhưng người sử dụng dịch
vụ y tế vẫn phải thanh toán. Điều này là đúng đối
với Việt Nam, vì đối với những người được điều
trị miễn phí (thuộc nhóm tham gia bảo hiểm bắt
buộc) trong năm 2017 vẫn phải thanh toán hơn
một nửa tổng chi phí điều trị. Với việc đồng chi trả
20% chi phí trong q trình sử dụng dịch vụ y tế đã
tác động đến sự thay đổi nhỏ so với tổng chi phí
người sử dụng phải bỏ ra và khó tạo nên sự thay
đổi lớn trong thói quen tiêu dùng của người Việt
Nam. Ngoài ra, do hệ thống thiếu chính sách chăm
sóc sức khỏe đầy đủ, đặc biệt là ở mức độ cao và
các cơ sở y tế khơng đáp ứng được nhu cầu chăm
sóc sức khỏe của người dân cũng có thể giải thích
sự tác động khơng đáng kể của việc người dân
sử dụng bảo hiểm y tế cho nhu cầu chăm sóc sức
khỏe của mình.
Kết quả phân tích phù hợp với tình trạng của quỹ
y tế thâm hụt hiện nay và phù hợp với các nghiên
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
số nghiên cứu khác cho thấy chia sẻ chi phí là một
cơng cụ tối ưu Chính phủ điều chỉnh chính sách an
sinh xã hội, ngồi ra nó cịn có ý nghĩa quan trọng
trong chính sách tài chính ở dịch vụ chăm sóc sức
khỏe. Do đó, thiết lập các quy định đồng thanh
toán theo khả năng chi trả là một cách để mở rộng
quỹ bảo hiểm y tế.

[6]

Ngân hàng Thế giới (2015), Cập nhật tình hình
phát triển kinh tế Việt Nam, 7-2015, Hà Nội.

[7]

Nguyen (2012), The impact of voluntary health
insurance on health care tilization and out-ofpocket payments: New evidence for Vietnam.
Health Economics 21, 946-966.

[8]

O'Donnell (2007), Access to health care
in developing countries: Breaking down
demandside barriers, Cadernos de saude
publica/Ministerio da Saude, Fundacao

Oswaldo Cruz,Escola Nacional de Saude
Publica 23, 2820-2834.

[9]

Tổng cục Thống kê (2006, 2017), Kết quả khảo
sát mức sống hộ gia đình Việt Nam, Hà Nội.

[10]

Ủy ban Thường vụ Quốc hội (2013), Báo cáo
tóm tắt kết quả giám sát việc thực hiện chính
sách pháp luật bảo hiểm y tế giai đoạn 20092012, Hà Nội.

[11]

Van Dijk, C.E., van den Berg, B., Verheij, R.A.,
Spreeuwenberg, P., Groenewegen, P.P., de
Bakker, D.H (2013), Moral hazard and supplierinduced demand: Empirical evidence in general
practice. Health Economics 22, 340-352.

[12]

Winkelmann (2004), Health care reform and
the number of doctor visits - an conometric
analysis. Journal of Applied Econometrics 19,
455-472.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]

Bộ Y tế (2011), Báo cáo kết quả nghiên cứu khả
năng thực hiện bảo hiểm y tế toàn dân, Hà Nội.

[2]

Duarte (2012), Price elasticity of expenditure
across health care services, Journal of Health
Economics 31, 824-841.

[3]

Ha Nguyen and Luke B. Connelly (2017),
Cost in health insurance and its impact in a
developing country, MPRA Paper No. 76399.

[4]

Đào Lan Hương và cộng sự (2014), Tiến tới
bao phủ bảo hiểm y tế ở Việt Nam: Đánh giá
và giải pháp, The World Bank, Washington DC
20433.

[5]

/>
THÔNG TIN TÁC GIẢ
Nguyễn Minh Tuấn
- Tóm tắt q 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 cơng việc hiện tại: Giảng viên, Trưởng Phịng 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 q 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 cơng 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