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

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. Ngoài ra, số lượng người 
tham gia VHI còn 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 không 
có ý nghĩa thống kê đáng kể.
Để xác định số người tham gia điều trị nội trú có 
ảnh hưởng không 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 không 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 không đáng kể nhưng 
tỷ lệ khả nĕng ở dưới cùng của ước tính DID chỉ ra 
rằng trong hầu hết các trường hợp, không thể bác 
bỏ giả thuyết các lỗi không tương thích trong mô 
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 nĕng 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 không 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. 
Ngoài 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 không tìm 
thấy tác động dự kiến tiêu cực của việc tĕng quy 
định về chi phí cùng chi trả trong khám chữa bệnh 
đối với người tham gia BHYT với số lượng người 
được chĕm 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 không 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 nĕng 
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 nĕng 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 không 
có sự khác biệt đáng kể trong phản ứng với sự gia 
tĕng 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 không 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 không. 
Sự khác biệt này không 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 toán cho điều 
trị ngoại trú. 
NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
68 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
Bảng 3. Tác động của việc tĕng đồng bảo hiểm lên việc sử dụng dịch vụ chĕm 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 
khác biệt đáng kể về giới tính đối với điều trị ngoại 
trú khi gia tĕng 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 còn cho thấy 
rằng khi có chung một quyền lợi trong BHYT thì 
những người dưới 18 tuổi có nhiều khả nĕng giảm 
Bảng 4: Tác động của việc tĕng đồng bảo hiểm lên việc sử dụng dịch vụ chĕm sóc sức khỏe, theo độ 
tuổi và thu nhập
Panel 1. 
Theo tuổi
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD
Tuổi 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)
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 không. 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 
không. Phát hiện này phù hợp với với nghiên cứu 
của Bộ Y tế khi đánh giá những người lớn tuổi ít có 
khả nĕng chia sẻ chi phí trong khám, chữa bệnh 
hơn người trẻ tuổi.
NGÀNH KINH TẾ
69Tạp chí Nghiên cứu khoa học, Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
Panel 1. 
Theo tuổi
Điều trị ngoại trú Điều trị nội trú
FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD FD IV-FD
Tuổi 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 
thu nhập Thấp Trung bình Cao Thấp Trung bình Cao
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 
thấy một số khác biệt đáng kể về tác động của 
việc tĕng chia sẻ chi phí bảo hiểm lên nhu cầu 
chĕm 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 còn cho thấy sự gia tĕng 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 tĕng 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 soát. Kết quả cho thấy không có 
sự giảm đáng kể nhu cầu chĕm 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 không có tác động đối 
với nhu cầu chĕm sóc sức khỏe của người dân. 
Theo phân nhóm, tác giả nhận thấy sự khác biệt 
không đáng kể trong phản ứng về nhu cầu chĕm 
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 chĕm sóc sức khỏe của họ sau khi 
tĕng tỷ lệ người bệnh đồng chi trả khi sử dụng dịch 
vụ chĕm 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 không làm giảm số 
lượng người yêu cầu được chĕm sóc y tế là không 
phù hợp ở các nước phát triển. Mặc dù vậy, quy 
định này lại phù hợp với điều kiện chĕm 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 không 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 nĕm 2017 vẫn phải thanh toán hơn 
một nửa tổng chi phí điều trị. Với việc đồng chi trả 
20% chi phí trong quá 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 chĕm 
sóc sức khỏe đầy đủ, đặc biệt là ở mức độ cao và 
các cơ sở y tế không đáp ứng được nhu cầu chĕm 
sóc sức khỏe của người dân cũng có thể giải thích 
sự tác động không đáng kể của việc người dân 
sử dụng bảo hiểm y tế cho nhu cầu chĕm 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 chĕm sóc khỏe ở các nước đang phát triển. 
NGHIÊN CỨU KHOA HỌC
70 Tạp chí Nghiên cứu khoa học,Trường Đại học Sao Đỏ, ISSN 1859-4190 Số 4 (67).2019
[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-of-
pocket 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 2009-
2012, 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 supplier-
induced 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.
Những phát hiện trong quá trình phân tích và một 
số nghiên cứu khác cho thấy chia sẻ chi phí là một 
công cụ tối ưu Chính phủ điều chỉnh chính sách an 
sinh xã hội, ngoài ra nó còn có ý nghĩa quan trọng 
trong chính sách tài chính ở dịch vụ chĕm sóc sức 
khỏe. Do đó, thiết lập các quy định đồng thanh 
toán theo khả nĕng chi trả là một cách để mở rộng 
quỹ bảo hiểm y tế.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] Bộ Y tế (2011), Báo cáo kết quả nghiên cứu khả 
nĕng 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] 
can-quan-ly-hieu-qua-quy-bao-hiem-y-te.html
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):
+ Nĕm 1999: Tốt nghiệp Đại học chuyên ngành Quản lý kinh tế và xã hội, Tài chính - 
Ngân hàng
+ Nĕm 2005: Tốt nghiệp Thạc sĩ ngành Quản trị kinh doanh
+ Nĕm 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):
+ Nĕm 2000: Tốt nghiệp Đại học chuyên ngành Chính trị
+ Nĕm 2005: Tốt nghiệp Thạc sĩ ngành Quản trị kinh doanh
+ Nĕm 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