CÁC NHÂN tố ẢNH HƯỚNG đến CHI TIÊU CHĂM sóc sức KHỎE của hộ GIA ĐÌNH ở VIỆT NAM

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH


ĐỀ ÁN MƠN HỌC
ĐỀ TÀI: CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỚNG ĐẾN CHI TIÊU
CHĂM SÓC SỨC KHỎE CỦA HỘ GIA ĐÌNH Ở VIỆT NAM

Giảng viên hướng dẫn: TS. Nguyễn Trọng Hồi
Nhóm 3:
- Lê Minh Quyền
- Nguyễn Ngọc Thuyết
- Nguyễn Duy Thọ
- Nguyễn Thị Hoàng Yến

Ngày 16 tháng 9 năm 2010

1


KẾT QUẢ ĐÓNG GÓP CỦA TỪNG THÀNH VIÊN TRONG NHÓM

Họ và tên

Tỷ lệ đóng góp cho đề án

Lê Minh Quyền

25%

Nguyễn Ngọc Thuyết

25%

Nguyễn Duy Thọ

25%

Nguyễn Thị Hoàng Yến

25%

2


MỤC LỤC
Tóm tắt

4

Phần 1

5

Giới thiệu
1.1 Lý do chọn đề tài

5

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

5

1.3 Phạm vi nghiên cứu

5

1.4 Đối tượng khảo sát

5

Phần 2

6

Cơ sở lý thuyết
1.1 Hộ gia đình và việc sử dụng chăm sóc sức khỏe

6

1.2 Kinh tế học hơ gia đình

8

Phần 3

10

Mơ hình ước lượng
3.1 Định nghĩa các biến

10

3.2 Thống kê mơ tả

11

3.3 Mơ hình hồi quy

12

Phần 4

15

Kết luận
4.1 Kết quả nghiên cứu

15

4.2 Gợi ý chính sách

15

4.3 Giới hạn nghiên cứu

16

Tài liệu tham khảo

17

Phụ lục

18

3


TĨM TẮT
Bài nghiên cứu này nhằm giải thích hành động tiêu dùng chăm sóc sức khỏe của các hộ gia
đình thuộc các nhóm kinh tế - xã hội khác nhau. Bài nghiên cứu đặc biệt quan tâm đến tác động của
hồn cảnh kinh tế của hộ gia đình đối với tiêu dùng chăm sóc sức khỏe của hộ gia đình. Nhóm
nghiên cứu phân tích các nhân tố quyết định đến tổng mức chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe của một
hộ gia đình.
Trong bài này, Nhóm nghiên cứu đã sử dụng phương pháp phân tích định lượng, dùng
cơng cụ phân tích hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (OLS).
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ VHLSS 2008. Đây là bộ dữ liệu có được từ cuộc khảo sát
mức sống của hộ gia đình năm 2008.

4


PHẦN 1
GIỚI THIỆU
1.1 Lý do chọn đề tài
Hầu hết các nghiên cứu về việc sử dụng chăm sóc sức khỏe trước đây đều tập trung vào cá
nhân như là người tiêu dùng sức khỏe. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu xem xét hộ gia đình như nhà
sản xuất chính của sức khỏe và là người tiêu dùng chăm sóc sức khỏe. Đối với Việt Nam, điều này
rất quan trọng do người Việt Nam đa số thường sống chung với gia đình, do đó các quyết định của
họ thường bị chi phối bởi chủ hộ và ít nhiều chịu ảnh hưởng bởi các thành viên cịn lại trong gia

đình. Chính vì vậy, điểm xuất phát của nghiên cứu này là nhằm phát hiện những nhân tố quyết định
đến hành động tiêu dùng chăm sóc ye tế của hộ gia đình.
1.2 Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu này nhằm phát hiện các nhân tố có ảnh hưởng đến việc chi tiêu chăm sóc sức
khỏe của hộ gia đình ở Việt Nam và nhằm xác định mức độ tác động của các nhân tố có ý nghĩa đối
với việc tiêu dùng chăm sóc sức khỏe của hộ gia đình.
1.3 Phạm vi nghiên cứu
Bài nghiên cứu quan tâm đến việc tiêu dùng chăm sóc sức khỏe của các hộ gia đình thuộc
các nhóm kinh tế - xã hội khác nhau.
1.4 Đối tượng khảo sát
Nhóm nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu từ cuộc khảo sát mức sống của dân cư do Tổng cục
Thống kê thực hiện năm 2008. Số hộ gia đình được chọn ra từ bộ dữ liệu là 6.627 hộ, đây là những
hộ có chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe tại thời điểm khảo sát.

5


PHẦN 2
CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.1 Hộ gia đình và việc sử dụng chăm sóc sức khỏe
Trong kinh tế học, xu hướng tiêu dùng chăm sóc sức khỏe của cá nhân được quyết định bởi
chi phí của việc sử dụng và lợi ích nhận được từ chăm sóc sức khỏe. Nếu chi phí chủ yếu được
quyết định bởi việc phân phối các nguồn lực chăm sóc sức khỏe thì việc sử dụng sẽ được quyết định
bởi mối tương tác giữa cung và cầu chăm sóc sức khỏe (McGuire et al 1988). Cung chăm sóc sức
khỏe xác định các nguồn lực chăm sóc sức khỏe được sử dụng. Giá chăm sóc sức khỏe đôi khi là
kết quả của thị trường nhưng phổ biến hơn là do chính phủ quy định.
Mặt khác, cầu chăm sóc sức khỏe phụ thuộc vào vài nhân tố có liên kết với nhau. Thái độ,
nhận thức và quyết định của cá nhân là những nhân tố quan trọng quyết định việc sử dụng chăm sóc
sức khỏe khi họ tiếp xúc ban đầu với nhà cung cấp chăm sóc sức khỏe. Những nhân tố có ảnh
hưởng đến cầu chăm sóc sức khỏe là tình trạng sức khỏe, thu nhập và giáo dục (Grossman, 1972;

Manning et al 1987; Kenkel, 1994). Tình trạng sức khỏe của một cá nhân dĩ nhiên sẽ ảnh hưởng lớn
đến lợi ích mà người đó nhận được từ điều trị y tế. Tuy nhiên lợi ích nhận được cũng bị ảnh hưởng
bởi giáo dục. Thu nhập là quan trọng khi nó xác định khả năng chi trả và nó ảnh hưởng đến số tiền
kiếm được bị từ bỏ khi tìm kiếm chăm sóc sức khỏe. Lợi ích và chi phí của việc điều trị được kỳ
vọng có thể khác nhau theo tuổi và giới tính.
Nhiều quyết định mang tính hộ gia đình, nghĩa là việc sử dụng của cá nhân thành viên hộ
gia đình phụ thuộc vào các nhân tố hộ gia đình, bao gồm mối quan hệ với các thành viên khác trong
hộ và đặc điểm của họ. Gia đình có thể được xem như người sản xuất sức khỏe hơn là cá nhân
(Facobson, 1999; Bolin et al, 1999) và việc sử dụng chăm sóc sức khỏe phụ thuộc vào thu nhập của
hộ gia đình… Thêm vào đó, các quyết định bị ảnh hưởng bởi vài nhân tố bên trong hộ gia đình.
Điều này cho thấy giáo dục của thành viên trong hộ có ảnh hưởng đến hành vi liên quan đến sức
khỏe của các thành viên khác trong hộ chẳng hạn như việc sử dụng chăm sóc sức khỏe (Currie và
Gruber, 1996; Thomas et al, 1991).
Các nghiên cứu về việc sử dụng chăm sóc sức khỏe nhìn chung lấy cá nhân làm đơn vị
phân tích. Hầu hết các nghiên cứu loại này lấy ý tưởng từ bài nghiên cứu của Grossman năm 1972.
Trong nghiên cứu của mình, Grossman đã tranh luận rằng cá nhân sản xuất ra mặt hàng “sức khỏe
tốt”. Loại hàng hóa này là một phần tài sản của cá nhân và có ảnh hưởng đến tồn bộ lượng thời
gian mà cá nhân có thể sử dụng để hoạt động có năng suất. Ngay cả khi nghiên cứu của Grossman
cung cấp đầu vào khá lớn cho lĩnh vực kinh tế học sức khỏe thì nó vẫn thiếu điều thực tế là các cá
nhân đều là thành viên của hộ gia đình và chịu nhiều ảnh hưởng từ những thành viên khác của hộ
gia đình cho dù là sẵn lịng hay khơng. Hầu hết phát biểu việc lấy hộ gia đình làm đơn vị phân tích
(vài cá nhân đương nhiên sống trong những hộ gia đình chỉ có một người).
6


Thu nhập và giáo dục là hai trong số nhiều nhân tố có ảnh hưởng đến việc sử dụng chăm
sóc sức khỏe (Grossman, 1972a, 1972b). Tuy nhiên, những nhân tố khác như tuổi cũng có ảnh
hưởng đến việc sử dụng vì tuổi phản ánh trên thu nhận và lợi ích nhận được. Có nhiều nghiên cứu
chỉ ra mối quan hệ giữa thu nhập hộ gia đình và việc sử dụng chăm sóc sức khỏe như nghiên cứu
của Grossman (1972), Muurinen (1982), Wagstaff (1986, 1993), Bolin et al (1999). Tuy nhiên, tất

cả đều cho thấy một mối quan hệ tương đối yếu trong khi các nghiên cứu tại các quốc gia phát triển
cho thấy thu nhập co giãn khá mạnh. Dữ liệu từ Cote d’Ivoire đã chỉ ra rằng chi phí tại các phịng
khám tư có ảnh hưởng đến việc sử dụng chăm sóc sức khỏe của những người nghèo hơn là những
người giàu có (Timyan et al, 1993). Kết quả này cũng tương tự như nghiên cứu được thực hiện ở
Swaziland. Nghiên cứu này cho thấy số người tham gia chăm sóc sức khỏe giảm 32,4% khi chi phí
sử dụng do các cơ sở chính phủ quy định (Yoder, 1989).
Việc sử dụng chăm sóc sức khỏe trên thực tế chịu ảnh hưởng bởi các quyết định của nhà
cung cấp, lời khuyên của bác sĩ,… Tuy nhiên, cá nhân là người tiếp xúc đầu tiên với hệ thống y tế
và chi phí cơ hội kỳ vọng có thể là yếu tố quyết định lớn nhất đến việc tìm kiếm chăm sóc sức khỏe.
Chi phí cơ hội là sự kết hợp của vài nhân tố như khoản cách đến cơ sở y tế, thời gian chờ đợi tại cơ
sở, số tiền phải trả bị mất… tức là chi phí bằng tiền và cả chi phí thời gian (LeGrand, 1982). Chi phí
thời gian bao gồm thời gian để đến cơ sở, thời gina chờ đội và thời gian tư vấn. Chi phí bằng tiền
bao gồm phí dịch vụ và chi phí đi lại. Trong một hệ thống y tế với chi phí thấp hoặc ở nơi mà khơng
có sự tồn tại của lệ phí thì chi phí khác ngoại trừ các chi phí tài chính trực tiếp phải được kể đến.
Việc di chuyển đến cơ sở y tế có thể được đo lường bằng thời gian hoặc khoảng cách và có thể
được sử dụng để phân tích khả năng sử dụng chăm sóc sức khỏe. Chi phí sử dụng thường là một
yếu tố giải thích quan trọng cho việc sử dụng chăm sóc sức khỏe giữa những nhóm xã hội khác
nhau trong các quốc gia phát triển (Gertler và van der Gaag, 1990, Timyen et al, 1993).
Các nghiên cứu tại các quốc gia phát triển nhìn chung tập trung vào thu nhập hàng năm đại
diện cho tình hình kinh tế của hộ gia đình. Tuy nhiên, tiêu dùng của hộ gia đình có thể đánh giá tốt
hoàn cảnh kinh tế của hộ gia đình bao gồm khả năng thanh tốn cho chăm sóc sức khỏe trong ngắn
hạn và dài hạn (Steen Carlsson và Lyttkens, 1997). Thực tế này cho thấy tầm quan trọng phải xem
xét trong bối cảnh của một nước đang phát triển mà tại đó thu nhập hàng năm thường khơng phù
hợp để đo lường hoàn cảnh kinh tế. Behrman và Deolalikar (1988) trong các phân tích của họ về
các quyết định cũng phát hiện tiêu dùng của hộ gia đình đánh giá gần đúng hoàn cảnh kinh tế của
hộ gia đình. Parker và Wong (1997) trong phân tích về chi tiêu chăm sóc sức khỏe của người
Mexico đã sử dụng chi tiêu của hộ gia đình thay cho thu nhập.
Trong bài phân tích này, chúng tơi cũng sử dụng chi tiêu hộ gia đình đại diện cho hồn
cảnh kinh tế và phân tích nếu điều này tác động có ý nghĩa đến việc sử dụng chăm sóc sức khỏe.

7


Tuy nhiên, chúng tơi cũng tính đến thu nhập trong mơ hình, tức là thu nhập bằng tiền mặt và kiểm
tra xem liệu thu nhập bằng tiền mặt tác động có ý nghĩa đến chi tiêu chăm sóc sức khỏe hay khơng.
Jacobson (1998) đã mở rộng mơ hình của Grossman thành một mơ hình mà trong đó gia
đình được xem như nhà sản xuất ra sức khỏe. Trong mơ hình này, gia đình có chung sở thích và bà
ấy đã rút ra kết luận chính là khơng chỉ thu nhập của chính cá nhân mà cịn các nguồn lực kết hợp
của gia đình cũng được sử dụng trong việc sản xuất ra sức khỏe. Gia đình sẽ khơng có gắng cân
bằng vốn sức khỏe của các thành viên khác nhau nhưng phân phối việc đầu tư vào vốn sức khỏe để
lợi ích biên cân bằng với chi phí vốn sức khỏe ròng biên. Điều này cho thấy cá nhân những thành
viên trong một hộ gia đình có ảnh hưởng đến việc phân phối nguồn lực trong phạm vi hộ gia đình.
Ví dụ điển hình nhất là hộ gia đình có con cái sẽ phân phối phần ngân sách lớn hơn cho thực phẩm
so với hộ gia đình khơng có con cái. Brady và Barber đã mơ hình hóa điều này vào năm 1948. Một
điều tương tự là hộ gia đình có con cái cũng sẽ phân phối phần ngân sách lớn hơn để chi tiêu cho y
tế.
2.2 Kinh tế học hộ gia đình
Một vài nghiên cứu thực nghiệm trước đây đã xem xét cách thức hộ gia đình phân phối các
nguồn lực. Becker (1964, 1965) đã mở rộng mơ hình tân cổ điển về cầu tiêu thụ của gia đình. Trong
mơ hình này, hàm hữu dụng được tối đa hóa là hàm hữu dụng chung, theo đó tất cả thành viên trong
hộ gia đình ban đầu đều có một mức hữu dụng tối đa như nhau. Thu nhập được phân phối theo
phương thức tỷ lệ thay thế biên giữa bất kỳ hai hàng hóa tiêu dùng nào là như nhau đối với từng cặp
thành viên. Tất cả nguồn lực có được của từng thành viên ban đầu được gộp chung lại, sau đó mới
tái phân phối cho từng thành viên theo một ngun tắc chung. Theo mơ hình của Becker, sở thích
của từng cá nhân là sở thích chung của hộ gia đình, kết quả phân phối nguồn lực của hộ gia đình
như sức khỏe, kết quả của thu nhập không kiếm được nên như nhau, độc lập với người kiểm sốt
nó. Tuy nhiên, trên thực tế sở thích của từng thành viên có thể khác nhau, hơn nữa, các nguồn lực
được phân phối hướng về những hàng hóa cho nên sẽ khác với mong muốn của từng thành viên
trong hộ gia đình.
Một vài nghiên cứu thực nghiệm về việc gộp chung sử dụng dữ liệu từ cả những quốc gia

đã phát triển và đang phát triển, cho thấy việc gộp chung phụ thuộc vào người kiểm soát nguồn lực.
Các kết quả khác cho thấy nó phụ thuộc vào hành vi của gia đình được đo bằng lượng tiền chi tiêu
cho hàng hóa và dịch vụ hoặc bằng kết quả kết quả chẳng hạn sứa khỏe con cái. Sự gia tăng thu
nhập của người vợ có liên quan đến thu nhập của người chồng, từ đó có thể có liên quan đến việc
chi tiêu nhiều hơn để chăm sóc sức khỏe con cái (Phipps và Burton, 1992). Sự gia tăng sức khỏe,
dinh dưỡng và khả năng sinh tồn của đứa trẻ cũng có quan hệ với quyền kiểm sốt các nguồn lực
gia đình của người mẹ (Thomas, 1990, 1994). Thomas (1990) chỉ ra rằng ở Brazil, tác động thu

8


nhập không kiếm được của người mẹ đối với khả năng sinh tồn của đứa con bằng gấp khoảng 20
lần so với thu nhập của người cha.
Trong trường hợp hộ gia đình quyết định theo số đơng, tức là mỗi thành viên trong hộ hành
động như một cá nhân với một hàm hữu dụng riêng. Samuelson (1956) đưa ra một trong những mơ
hình đơn giản nhất về tiêu dùng của hộ gia đình, theo đó thu nhập của hộ gia đình ln ln được
chia thành những tỷ lệ cụ thể cho trước cho các thành viên của hộ gia đình. Mỗi thành viên chọn
cho mình lượng tiền tiêu dùng để tối đa hóa hữu dụng trong giới hạn ngân sách được cấp. Khi lượng
tiền này được chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe, mỗi thành viên hộ gia đình sẽ tập trung vào hữu dụng
có được khi tiêu dùng chăm sóc sức khỏe. Nếu hộ gia đình khơng có sở thích chung thì mơ hình
thương lượng từ lý thuyết trị chơi hợp tác có thể được áp dụng cho tình huống này, tức là mơ hình
thương lượng Nash (Lundberg và Pollak, 1996). Tuy nhiên, điều này chỉ phù hợp đối với hộ gia
đình có hai người. Khi lý thuyết thương lượng khơng có hợp tác thì sự thiếu vắng những thỏa thuận
ràng buột trong phạm vi gia đình sẽ đưa đến kết quả là hành động phân phối trong hộ gia đình
thường được thực hiện. Những mơ hình này tập trung vào cân bằng tự định.
Từ những lý thuyết thảo luận ở trên, có thể thấy rằng kết cấu hộ gia đình có thể ảnh hướng
đến việc sử dụng, tức là, số lượng nam, nữ trưởng thành và trẻ em trong hộ gia đình. Hơn nữa,
khơng chỉ kết cấu hộ gia đình mà các đặc tính cá nhân của những thành viên trong hộ gia đình như
chủ hộ co thể ảnh hưởng đến việc tiêu dùng chăm sóc sức khỏe. Khi giáo dục là một yếu tố quyết
định quan trọng đối với việc sử dụng chăm sóc sức khỏe thì giáo dục của chủ hộ gia đình cũng có

khả năng ảnh hưởng đến việc sử dụng. Tương tự thu nhập và giới tính của chủ hộ cũng có ảnh
hưởng đến việc sử dụng chăm sóc sức khỏe.

9


PHẦN 3
MƠ HÌNH ƯỚC LƯỢNG
3.1 Định nghĩa các biến
Biến độc lập được xem xét trong bài nghiên cứu là biến tổng chi tiêu cho chăm sóc sức
khỏe của hộ gia đình trong một năm. Đây là biến định lượng, ký hiệu là THCE, bao gồm chi phí
khám/chữa bệnh ngoại trú (khơng tính chi phí do bảo hiểm y tế chi trả), chi phí điều trị nội trú
(khơng tính chi phí do bảo hiểm y tế chi trả), chi phí mua thuốc không qua khám để tự chữa hoặc để
dự trữ, chi phí mua dụng cụ y tế, chi phí mua các loại bảo hiểm y tế. Đơn vị đo lường là nghìn
đồng.
Trên cơ sở lý thuyết, các mơ hình nghiên cứu thực nghiệm trước đó và dữ liệu tìm được,
nhóm nghiên cứu đưa vào mơ hình 10 biến giải thích. Nhóm nghiên cứu chia 10 biến giải thích
thành hai loại là nhóm biến hồn cảnh kinh tế và nhóm biến đặc điểm hộ gia đình.
Nhóm biến hồn cảnh kinh tế gồm 4 biến:
EXPEND là biến tổng chi tiêu dùng của hộ gia đình trong một năm bao gồm chi cho y tế,
giáo dục, chi tiêu dùng hàng ăn uống, chi tiêu dùng hàng không phải lương thực, thực phẩm và các
khoản chi khác được tính vào chi tiêu. Đây là biến định lượng, đơn vị đo lường là nghìn đồng.
NOTFOOD là biến tổng chi tiêu hàng hóa khơng phải lương thực, thực phẩm và các khoản
chi khác được tính vào chi tiêu của hộ gia đình trong một năm. Đây là biến định lượng, đơn vị đo
lường là nghìn đồng.
INCOME là biến tổng thu nhập của hộ gia đình trong một năm, bao gồm thu nhập từ tiền
lương, tiền công (kể cả các khoản tiền thưởng, lễ, tết, trợ cấp), tiền cho thuê đất, lợi nhuận thu được
từ hoạt động sản xuất nông, lâm, thủy sản. Đây là biến định lượng, đơn vị đo lường là nghìn đồng.
TOTALW là biến tổng trị giá tài sản cố định và đồ dùng lâu bền mà hộ gia đình sở hữu
tính theo thời giá hiện nay. Đây là biến định lượng, đơn vị đo lường là nghìn đồng.

Nhóm biến đặc điểm hộ gia đình gồm 6 biến:
HHAGE là biến tuổi của chủ hộ. Đây là biến định lượng.
HHSEX là biến giới tính của chủ hộ. Đây là biến định tính - biến giả nhận hai giá trị
HHSEX = 1 nếu là nam và HHSEX = 2 nếu là nữ.
MALE là biến số nam trong hộ gia đình.
FEMALE là biến số nữ trong hộ gia đình.
HHMARIT là biến tình trạng hơn nhân của chủ hộ. Đây là biến định tính - biến giả nhận 5
giá trị từ 1 đến 5. Gọi HHMARIT1 =1 nếu chưa bao giờ kết hôn, HHMARIT2 = 2 nếu đã kết hơn,
HHMARIT3 = 3 nếu ở góa, HHMARIT4 = 4 nếu ly hôn và HHMARIT5 = 5 nếu ly thân.
FERTIL là biến số phụ nữ trong độ tuổi sinh sản. Độ tuổi sinh sản của nữ được tính từ 15
đến 49 tuổi.

10


3.2 Thống kê mô tả
Bảng 1 cho thấy phần lớn chủ hộ là nam (85,82%) và tuổi thọ trung bình của chủ hộ là 43
tuổi. Đa số chủ hộ đã kết hơn (92,21%), phần cịn lại chưa bao giờ kết hơn, ở góa, ly hơn hoặc ly
thân. Quy mơ hộ gia đình trung bình là 4,5 người, trong số đó 1,7 là trẻ em dưới từ 14 tuổi trở
xuống, 1,4 là nam từ 15 tuổi trở lên và 1,4 là nữ từ 14 tuổi trở lên. Trong 1,4 nữ thành niên có 1,3
nữ trong độ tuổi sinh sản (từ 15 đến 49 tuổi).
Bảng 1. Đặc điểm hộ gia đình
Giới tính của chủ hộ
Tình trạng hơn nhân của chủ hộ

Độ tuổi của chủ hộ

Nam

85,82%

Nữ

14,18%

Chưa có vợ/chồng

1,64%

Đang có vợ/chồng

92,21%

Ở góa

4,305

Ly hơn

1,27%

Ly thân

0,57%

Lớn nhất

80

Nhỏ nhất

16

Trung bình

43

Quy mơ hộ trung bình

4,5

Số nam trung bình trong hộ
Số nữ trung bình trong hộ

Trẻ em dưới 14 tuổi

0,9

Thành niên từ 15 tuổi trở lên

1,4

Trẻ em dưới 14 tuổi

0,8

Thành niên từ 15 tuổi trở lên

1,4

Trong độ tuổi sinh sản

1,3

Bảng 2 cho thấy trung bình hộ gia đình chi tiêu dùng 18.975 nghìn đồng một năm, trong đó
gần 22,44% chi tiêu dùng hàng không phải lương thực, thực phẩm và các khoản chi khác được tính
vào chi tiêu, chỉ có 5,68% là chi cho y tế. Trung bình một hộ gia đình chi 1.078 nghìn đồng để chăm
sóc sức khỏe. Tổng thu nhập trung bình một năm của hộ gia đình là 15.472 nghìn đồng, thấp hơn
tổng chi tiêu trung bình trong một năm của hộ gia đình. Tuy nhiên, tổng tài sản trung bình trong
một năm của hộ gia đình là 41.840 nghìn đồng, cao hơn nhiều so với tổng thu nhập và tổng chi tiêu
dùng trung bình trong một năm.
Bảng 2. Hoàn cảnh kinh tế hộ gia đình
Mean
Median
Maximum
Minimum

INCOME
15472.50
9790.000
418690.0
171.0000

EXPEND
18975.03
9554.000
4538781.
664.0000

NOTFOOD

4258.348
2465.000
77899.00
40.00000

THCE
1078.866
435.0000
60060.00
8.000000

11


Bảng 3. Dấu kỳ vọng của các biến giải thích
Biến độc lập

Dấu kỳ vọng

EXPEND

+

NOTFOOD

+

INCOME

+

TOTALW

+

HHAGE

+

HHSEX

/

HHMARIT

/

MALE

+

FEMALE

+

FERTILIZES

+

Khi đưa ra mơ hình hồi quy, nhóm nghiên cứu kỳ vọng tất cả các biến (trừ 2 biến giả) đều

tác động đồng biến đến biến phụ thuộc THCE.
3.3 Mơ hình hồi quy
Dựa vào lý thuyết, các nghiên cứu trước và dữ liệu có được, nhóm nghiên cứu đưa ra mơ
hình ước lượng ban đầu như sau:
Mơ hình 1: LNTHCE = β1 + β2*LNEXPENDLNEXPEND2i + β3*LNEXPENDLNNOTFOOD3i + β4*LNEXPENDLNINCOME4i +
β5*LNEXPENDTOTALW5i + β6*LNEXPENDHHAGE6i + β7*LNEXPENDHHSEX7i + β8*LNEXPENDMALE8i + β9*LNEXPENDFEMALE9i + β10*LNEXPENDFERTIL10i +
β11*LNEXPENDHHMARIT111i + β12*LNEXPENDHHMARIT212i + β13*LNEXPENDHHMARIT413i + β14*LNEXPENDHHMARIT514i + εi
Việc sử dụng hàm logarit (LN) cho chi tiêu và thu nhập là theo xu hướng nghiên cứu
chung hiện nay nhằm loại bỏ những hộ gia đình khơng có chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe ra khỏi
mơ hình.
Phụ lục 1 và 2 cho thấy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tương quan chuỗi
và phương sai thay đổi.
Nhóm nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định bình phương tối thiểu thơng thường
(OLS) đối với tất cả mơ hình kinh tế lượng với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình sẽ được kiểm định từ
dạng tổng qt, sau đó loại bỏ bớt biến để có được mơ hình cuối cùng. Các biến bị loại khỏi mơ
hình theo ngun tắc loại từng biến một căn cứ vào P-value lớn nhất trong số các biến có P-value >
5%. Mơ hình cuối cùng là mơ hình mà tất cả các biến giải thích đều có P-value < 5%.
Kết quả kiểm định mơ hình 1 cho thấy 3 biến MALE, FEMALE và FERTIL có P-value >
5% (phụ lục 3). Loại biến FERTIL, kiểm định lại mơ hình, kết quả 2 biến có MALE, FEMALE có
P-value > 5% (phụ lục 4). Tiếp tục loại bỏ biến FEMALE, kết quả kiểm định cho thấy vẫn còn 1

12


biến có P-value > 5%, đó là biến MALE (phụ lục 5). Kết quả kiểm định sau khi loại biến MALE ra
khỏi mô hinh như sau:
Bảng 4. Kết quả hồi quy sau khi bỏ 3 biến FERTIL, FEMALE và MALE
Dependent Variable: LOG(THCE)
Method: Least Squares
Date: 09/15/10 Time: 10:17

Sample: 1 6627
Included observations: 6627
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(EXPEND)
LOG(NOTFOOD)
LOG(INCOME)
TOTALW
HHAGE
HHSEX
HHMARIT1
HHMARIT2
HHMARIT4
HHMARIT5

1.104298
0.378897
0.053512
0.034753
1.59E-07
0.009238

0.134702
0.478430
0.231685
0.321166
0.464817

0.192000
0.022490
0.022663
0.015113
3.32E-08
0.001543
0.048401
0.131885
0.080835
0.143610
0.199510

5.751540
16.84700
2.361209
2.299536
4.777426
5.987665
2.783054
3.627635
2.866143
2.236370
2.329789

0.0000
0.0000
0.0182
0.0215
0.0000
0.0000
0.0054
0.0003
0.0042
0.0254
0.0198

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.136806
0.135502
1.153442
8802.114
-10343.81
104.8560
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var

Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

6.130054
1.240548
3.125037
3.136322
3.128936
1.282028

Sử dụng kiểm định Wald tổng quát cho 3 biến MALE, FEMALE và FERTIL trong mơ
hình 1 theo giả thiết kiểm định sau:
H0: β8 = β9 = β10 = 0
H1: có ít nhất một β khác 0
Bảng 5. Kết quả kiểm định Wald Test
Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic
F-statistic
Chi-square

Value

df

Probability

0.988461

2.965383

(3, 6613)
3

0.3971
0.3970

Value

Std. Err.

-0.019405
0.014244
-0.012645

0.014053
0.016213
0.023341

Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0)
C(8)
C(9)
C(10)
Restrictions are linear in coefficients.

13

Kết quả kiểm định Wald test cho thấy P-value > 5%, nghĩa là khơng có cơ sở để bác bỏ giả
thiết H0. Điều này cũng có nghĩa là 3 biến MALE, FEMALE và FERTIL khơng có tác động đến
biến THCE. Như vậy, nhóm nghiên cứu hồn tồn có thể loại 3 biến này ra khỏi mơ hình 1. Mơ
hình kinh tế lượng cuối cùng là:
Mơ hình 2: LNTHCE = 1.104298 + 0.378897*LNEXPENDLNEXPEND + 0.053512*LNEXPENDLNNOTFOOD +
0.053512*LNEXPENDLNINCOME + 1.59E-07*LNEXPENDTOTALW + 0.009238*LNEXPENDHHAGE + 0.134702*LNEXPENDHHSEX +
0.478430*LNEXPENDHHMARIT1

+

0.231685*LNEXPENDHHMARIT2

+

0.321166*LNEXPENDHHMARIT4

+

0.464817*LNEXPENDHHMARIT5 + εi

14


PHẦN 4
KẾT LUẬN
4.1 Kết quả nghiên cứu
Kết quả kiểm định tại bảng 5 cho thấy mơ hình ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Dấu kỳ vọng của các biến giải thích đều đúng. Tuy nhiên, R 2 điều chỉnh = 0,1355, nghĩa là mơ hình
2 chỉ giải thích được 12,55% mơ hình tổng qt. Ngun nhân R 2 điều chỉnh thấp xuất phát từ dữ
liệu vì dữ liệu được khảo sát trong thời gian ngắn, do đó khơng thể phản ánh đầy đủ, chính xác mức

chi tiêu cho y tế của hộ gia đình. Hơn nữa, do chính sách bảo hiểm y tế của Việt Nam nên phần lớn
chi phí điều trị của người tham gia bảo hiểm y tế, đặc biệt là người nghèo do bảo hiểm y tế chi trả.
Phần chi phí do bảo hiểm y tế chi trả khơng được tính vào tổng chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe của
hộ gia đình. Chính hai điều này làm cho hệ số giải thích của mơ hình thấp.
Kết quả kiểm định cho thấy các tổng chi tiêu dùng, chi tiêu cùng hàng không phải lương
thực, thực phẩm, tổng thu nhập, tổng tài sản của hộ gia đình trong một năm, tuổi, giới tính, tình
trạng hơn nhân của chủ hộ tác động có ý nghĩa về mặt thống kê đến tổng chi tiêu chăm sóc sức khỏe
của hộ gia đình. Số nam, số nữ và số nữ trong độ tuổi sinh sản trong hộ khơng có tác động về mặt
thống kê đến tổng chi tiêu chăm sóc sức khỏe của hộ gia đình. Các hệ số trong mơ hình được giải
thích như sau:
β2 = 0.378897, nghĩa là khi tổng chi tiêu của hộ gia đình tăng 1% thì chi tiêu chăm sóc sức
khỏe của hộ gia đình trung bình tăng 0,38%.
β3 = 0.053512, nghĩa là khi tổng chi tiêu cho hàng hóa khơng phải là lương thực, thực
phẩm của hộ gia đình tăng 1% thì chi tiêu chăm sóc sức khỏe của hộ gia đình trung bình tăng
0,05%.
β4 = 0.053512, nghĩa là khi tổng thu nhập của hộ gia đình tăng 1% thì chi tiêu chăm sóc
sức khỏe của hộ gia đình trung bình tăng 0,05%.
Β5 = 1.59E-07, nghĩa là khi tổng tài sản của hộ gia đình tăng 1.000 đồng thì chi tiêu chăm
sóc sức khỏe của hộ gia đình trung bình tăng 3,89%.
Β6 = 0.009238, nghĩa là khi chủ hộ tăng 1 tuổi thì chi tiêu chăm sóc sức khỏe của hộ gia
đình trung bình tăng 0,92%.
4.2 Gợi ý chính sách
Thực tế ở Việt Nam cho thấy người dân rất ít khi khám bệnh vì mục đích phịng bệnh mà
chỉ khám bệnh khi phát hiện bị bệnh. Điều này thể hiện qua chi tiêu cho y tế chiếm tỷ lệ rất thấp
trong tổng mức chi tiêu. Nguyên nhân là do người dân ngại chờ đợi ở các bệnh viện, khơng có thói
quen khám bệnh định kỳ như một cách phòng bệnh, thu nhập của người dân cịn thấp,… Vì vậy, để
cải thiện sức khỏe của người dân, ngoài tuyên truyền, vận động người dân khám sức khỏe định kỳ,

15

nhà nước cần có chính sách tăng thu nhập cho người dân để họ có điều kiện tham gia khám chữa
bệnh thường xuyên. Mặt khác, chi tiêu cho y tế có khác nhau theo giới tính và tình trạng hơn nhân.
Cho nên, nhà nước cần tuyên truyền, giáo dục cho người dân biết về sự khác nhau về thể trạng, sức
khỏe giữa nam và nữ, giữa người lập gia đình và chưa lập gia đình để họ nắm được các bệnh thường
gặp, từ đó có kế hoạch tự bảo vệ sức khỏe cho bản thân. Ngoài ra, chi tiêu cho y tế cũng khác nhau
theo độ tuổi, cho nên nhà nước cần có chính sách chăm sóc y tế cho từng đối tượng khác nhau.
4.3 Giới hạn nghiên cứu
Nghiên cứu này gặp một số hạn chế nhất định, đó là sự khác nhau về việc sử dụng chăm
sóc sức khỏe giữa các nhóm kinh tế - xã hội. Có thể rút ra kết luận rằng những hộ gia đình nghèo
dường như khơng sử dụng chăm sóc sức khỏe rộng rãi như những hộ gia đình giàu có.
Một giới hạn của nghiên cứu này là không thể nắm bắt nhu cầu của những thành viên khác
nhau trong hộ gia đình khi các câu hỏi về tình trạng sức khỏe khơng có trong bài phân tích. Do đó,
biến nhu cầu có thể có tác động đến hành động tiêu dùng chăm sóc sức khỏe. Hơn nữa, điều kiện
kinh tế - xã hội và điều kiện sống nói chung thường có tương quan với tình trạng sức khỏe và nhu
cầu. Vì vậy, cần thiết đi sâu phân tích các biến như khả năng tiếp cận nguồn nước an toàn và các
điều kiện vệ sinh của hộ gia đình. Thêm vào đó, sự khác nhau về khả năng tiếp cận các cơ sở y tế có
thể được tính đến khi tính tốn chi phí tìm kiếm chăm sóc sức khỏe. cũng cần chú ý phân tích các
loại chi phí chăm sóc sức khỏe khác nhau.

16


TÀI LIỆU THAM KHẢO
Acton J P, 1975, “Nonmonetary factors in the demand for medical services: Some empirical
evidence”, Journal of Political Economy, 83:595-614.
Becker G, 1964, Human capital, New York: Columbia University Press.
Becker G, 1965, “The theory of the allocation of time”, Economic Journal, 75, 493-517.
Bohlin K, Jacobson L, Lindgren B, 1999, The family as the health producer - When spouses
are Nas-bargainers, Studies in Health Economics 30, Department of Community Medicine, Lund

University, Lund.
Grossman M 1972, The demand for health: a theoretical and empirical investigation, NBER
Occasional Paper 119, New York.
Jacobson L, 1999, The family as producer of health, -An extended Grossman model,
Departments of community medicine and economics, Lund University, Malmõ/Lund, Sweden.
Lundberg S, Pollak A, 1996 “Bargaining and Distribution in Marriage”, Journal of Economic
Perspectives, 10:139-158.
Muurinen J M, 1982, “Demand for health: A generalised Grossman model”, Journal of
Economics 1, 5-28.
Phipps, S, Burton, P, “What’s mine is yours? The influence of male and females incomes on
patterns of household expenditure”, Working Papper 92-12, Dept of Economics, Dalhouise
University, 1992.
Parker S W, Wong R, 1997, “Household income and health care expenditure in Mexico”,
Health Policy 40, 237-255.
Samuelson, P, 1956 “Social indifference curves”, Quarterly Journal of Economics, 70, 1-22.
Thomas, D, 1994 “Intra Household Resource allocation: an inferential approach”, Journal of
Human Resources, 25(4), 635-664.
Thomas, D, 1994 “Like father like son: like mother, like daughter: Parental resource and child
height”, Journal of Human Resources, 29(4), 950-988.
Wagstaff A, 1986, “The demand for health: Some new empirical evidence”, Journal of Health
Economics 5, 195-233.

17


PHỤ LỤC
Phụ lục 1. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Covariance Analysis: Ordinary
Date: 09/15/10 Time: 09:25
Sample: 1 6627

Included observations: 6627
Correlation
t-Statistic
THCE

THCE EXPENDNOTFOOD INCOME TOTALW
1.000000
-----

EXPEND

HHAGE

HHSEX

MALE FEMALE

FERTIL HHMARIT

0.057642 1.000000
4.699556
-----

NOTFOOD

0.201163 0.247755 1.000000
16.71515 20.81475
-----

INCOME

0.149920 0.249880 0.528692 1.000000
12.34210 21.00510 50.69706
-----

TOTALW

0.118010 0.102520 0.472209 0.062317 1.000000
9.672944 8.388746 43.60250 5.082112
-----

HHAGE

0.082531 0.018484 0.104724 -0.005301 0.055680 1.000000
6.740522 1.504710 8.571026 -0.431484 4.539042
-----

HHSEX

0.035361 0.026760 0.063400 0.023528 -0.005756 0.099895 1.000000
2.879981 2.178868 5.170828 1.915558 -0.468481 8.171717
-----

MALE

-0.006874 0.013614 0.138737 -0.043628 0.157010 0.075370 -0.203769 1.000000
-0.559518 1.108198 11.40267 -3.554478 12.94020 6.152146 -16.94107
-----

FEMALE

0.003584 -0.011018 0.015673 -0.102204 0.071461 0.020599 -0.074702 0.024156 1.000000
0.291694 -0.896861 1.275859 -8.362631 5.831395 1.677031 -6.097319 1.966691
-----

FERTIL

0.018786 0.030817 0.079750 -0.027766 0.043484 0.029577 -0.076800 0.126161 0.580008 1.000000
1.529314 2.509500 6.511922 -2.260889 3.542658 2.408421 -6.269604 10.35147 57.95314
-----

HHMARIT

0.001679 -0.018878 -0.053020 -0.056602 -0.010172 0.154423 0.370091 -0.129132 -0.034109 -0.054693 1.000000
0.136689 -1.536806 -4.321581 -4.614503 -0.827978 12.72169 32.42562 -10.59933 -2.777902 -4.458350
-----

Phụ lục 2. Đồ thị phần dư
RESID
4
3
2
1
0
-1
-2
-3
-4
-5
1000

2000

3000

4000

5000

6000

18


Phụ lục 3. Kết quả hồi quy mơ hình ước lượng ban đầu
Dependent Variable: LOG(THCE)
Method: Least Squares
Sample: 1 6627
Included observations: 6627
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

LOG(EXPEND)
LOG(NOTFOOD)
LOG(INCOME)
TOTALW
HHAGE
HHSEX
MALE
FEMALE
FERTIL
HHMARIT1
HHMARIT2
HHMARIT4
HHMARIT5

1.110933
0.379288
0.057056
0.033273
1.63E-07
0.009397
0.126727
-0.019405
0.014244
-0.012645
0.475350
0.237995
0.312237
0.459884

0.198111

0.022557
0.023115
0.015365
3.35E-08
0.001547
0.048824
0.014053
0.016213
0.023341
0.132441
0.081005
0.143883
0.199664

5.607614
16.81477
2.468375
2.165558
4.849519
6.073814
2.595572
-1.380838
0.878556
-0.541752
3.589150
2.938040
2.170079
2.303288

0.0000

0.0000
0.0136
0.0304
0.0000
0.0000
0.0095
0.1674
0.3797
0.5880
0.0003
0.0033
0.0300
0.0213

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.137193
0.135497
1.153445
8798.169
-10342.32
80.88614
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

6.130054
1.240548
3.125494
3.139857
3.130457
1.281741

Phụ lục 4. Kết quả hồi quy mơ hình sau khi bỏ biến giải thích FERTIL
Dependent Variable: LOG(THCE)
Method: Least Squares
Sample: 1 6627
Included observations: 6627
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

LOG(EXPEND)
LOG(NOTFOOD)
LOG(INCOME)
TOTALW
HHAGE
HHSEX
MALE
FEMALE
HHMARIT1
HHMARIT2
HHMARIT4
HHMARIT5

1.118229
0.378675
0.056121
0.033522
1.63E-07
0.009400
0.126869
-0.020217
0.009241
0.477080
0.237634
0.312470
0.462324

0.197643
0.022527
0.023049

0.015357
3.35E-08
0.001547
0.048821
0.013973
0.013325
0.132395
0.080998
0.143875
0.199603

5.657837
16.80965
2.434849
2.182852
4.881362
6.076161
2.598638
-1.446930
0.693504
3.603448
2.933842
2.171820
2.316217

0.0000
0.0000
0.0149
0.0291
0.0000

0.0000
0.0094
0.1480
0.4880
0.0003
0.0034
0.0299
0.0206

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.137155
0.135589
1.153383
8798.559
-10342.47
87.61155
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.

Durbin-Watson stat

6.130054
1.240548
3.125236
3.138573
3.129845
1.282025

19


Phụ lục 5. Kết quả hồi quy mơ hình sau khi bỏ biến giải thích FEMALE
Dependent Variable: LOG(THCE)
Method: Least Squares
Date: 09/15/10 Time: 10:05
Sample: 1 6627
Included observations: 6627
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(EXPEND)

LOG(NOTFOOD)
LOG(INCOME)
TOTALW
HHAGE
HHSEX
MALE
HHMARIT1
HHMARIT2
HHMARIT4
HHMARIT5

1.144702
0.377899
0.058095
0.032096
1.64E-07
0.009409
0.125602
-0.020661
0.469998
0.238891
0.309604
0.458865

0.193914
0.022499
0.022871
0.015218
3.34E-08
0.001547

0.048785
0.013957
0.131996
0.080974
0.143810
0.199533

5.903156
16.79659
2.540081
2.109051
4.917312
6.082044
2.574595
-1.480337
3.560707
2.950212
2.152872
2.299696

0.0000
0.0000
0.0111
0.0350
0.0000
0.0000
0.0101
0.1388
0.0004
0.0032

0.0314
0.0215

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.137092
0.135657
1.153338
8799.199
-10342.71
95.54002
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

6.130054
1.240548
3.125007
3.137318

3.129261
1.282822

20