Hiện tượng rủi ro đạo đức trong bảo hiểm y tế tự nguyện ở Việt Nam - Mô hình đánh giá và phân tích

Chia sẻ: Tưởng Bách Xuyên | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST

Báo xấu

6
lượt xem 1
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết "Hiện tượng rủi ro đạo đức trong bảo hiểm y tế tự nguyện ở Việt Nam - Mô hình đánh giá và phân tích" phân tích thực trạng và định hướng giải pháp để giảm bớt rủi ro đạo đức trong BHYT tự nguyện ở Việt Nam được đề cập đến trong bài viết này. Phương pháp phân tích dựa trên tiếp cận mô hình hóa sẽ giúp việc đánh giá hiện tượng được cụ thể hơn. Mời các bạn cùng tham khảo!

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Hiện tượng rủi ro đạo đức trong bảo hiểm y tế tự nguyện ở Việt Nam - Mô hình đánh giá và phân tích

HIỆN TƯỢNG RỦI RO ĐẠO ĐỨC TRONG BẢO HIỂM Y TẾ TỰ NGUYỆN Ở VIỆT NAM - MÔ HÌNH ĐÁNH GIÁ VÀ PHÂN TÍCH ThS. Hoàng Bích Phương Đại học Kinh tế Quốc dân Tóm tắt Bảo hiểm y tế tự nguyện là một phần trong hệ thống bảo hiểm y tế (BHYT) ở Việt Nam và hiện tượng lựa chọn ngược với nguyên nhân là rủi ro đạo đức xuất hiện như một vấn đề nổi cộm. Phân tích thực trạng và định hướng giải pháp để giảm bớt rủi ro đạo đức trong BHYT tự nguyện ở Việt Nam được đề cập đến trong bài viết này. Phương pháp phân tích dựa trên tiếp cận mô hình hóa sẽ giúp việc đánh giá hiện tượng được cụ thể hơn. Từ khóa: lựa chọn ngược, rủi ro đạo đức, bảo hiểm y tế tự nguyện, mô hình Poisson. Abstract Voluntary health insurance is part of the health insurance system in Vietnam and the adverse selection with the cause is moral hazard appears as an emerging issue. Analysis and solution oriented to reduce moral hazard in the voluntary health insurance in Vietnam is mentioned in this article. Methods of analysis based on the modeling approach will help to assess the phenomenon to be more specific. Key words: adverse selection, moral hazard, voluntary health insurance, the Poisson model. 1. Giới thiệu Sau hơn 20 năm thực hiện chính sách bảo hiểm y tế (BHYT), đã có khoảng 70% dân số cả nước được thừa hưởng quyền lợi từ các chính sách này. Cùng với loại hình bảo hiểm y tế bắt buộc, chính sách bảo hiểm y tế tự nguyện đã góp phần mở rộng phạm vi bao phủ bảo hiểm y tế. Cơ cấu diện bao phủ BHYT năm 2008 chiếm 45,6% dân số, trong đó BHYT tự nguyện nhân dân có 2,4 triệu người, chiếm 6,3% người có thẻ BHYT và chiếm 2,8% dân số cả nước. Năm 2012, do một số đối tượng chuyển sang nhóm bắt buộc nên số lượng người tham gia BHYT tự nguyện đã giảm đi. Tính đến năm 2014, vẫn còn trên 30% dân số chưa có thẻ BHYT, đây là tiềm năng để phát triển BHYT tự nguyện. BHYT tự nguyện là một loại hình bảo hiểm, do vậy một nguyên tắc hoạt động không thể thiếu là “số đông bù số ít”. Chính vì vậy, việc mở rộng đối tượng tham gia 625
của BHYT tự nguyện gây ra những khó khăn nhất định cho quá trình triển khai BHYT tự nguyện ở nước ta hiện nay. Lí do là đang xảy ra “sự lựa chọn ngược” (adverse selection) từ cộng đồng người tham gia. Lựa chọn ngược là hiện tượng xuất hiện khi một cá nhân biết mình sẽ gặp những rủi ro về sức khỏe trong tương lai nên đã quyết định mua bảo hiểm sức khỏe cho mình (Cohen và Siegelmam, 2009). Điều này đi ngược lại với nguyên tắc hoạt động của BHYT, tức là đông đảo người tham gia đóng góp vào một quỹ chung để chi trả cho số ít những người không may gặp rủi ro mà ở BHYT là rủi ro ốm đau bệnh tật. Nguyên nhân của tình trạng này là xuất hiện “rủi ro đạo đức” (moral hazard) khi người dân tham gia BHYT tự nguyện. Rủi ro đạo đức xuất hiện khi một cá nhân do lo ngại phải chi trả nhiều tiền cho dịch vụ y tế, nên vì lợi ích của mình sẽ mua bảo hiểm và khi đã có bảo hiểm họ có thể lạm dụng (Feldstein,1973). Rõ ràng hai hiện tượng này là hậu quả của vấn đề thông tin không cân xứng trong hệ thống BHYT tự nguyện, khi cá nhân nắm rõ về tình trạng sức khỏe không tốt của mình và có hành động trục lợi từ BHYT bằng cách tự nguyện mua thẻ. Điều này xảy ra thường xuyên đã dẫn tới những khó khăn trong BHYT tự nguyện nói riêng và lộ trình BHYT toàn dân nói chung. Để xây dựng được một chính sách bảo hiểm y tế toàn dân hoạt động bền vững, hiệu quả, việc nghiên cứu hành vi của người tham gia bảo hiểm sẽ là hết sức quan trọng và cần thiết. Trong tương lai, khi mục tiêu bao phủ BHYT rộng khắp cả nước thì vấn đề lựa chọn ngược sẽ không còn được đặt ra nữa, tuy nhiên nguyên nhân của nó là rủi ro đạo đức thì vẫn sẽ tồn tại. Do đó bài viết này sẽ đề cập đến cả hai hiện tượng để đánh giá vấn đề dưới cả góc độ nguyên nhân và kết quả. 2. Tổng quan nghiên cứu Rủi ro đạo đức và lựa chọn ngược tạo nên sự thiếu hiệu quả trong thị trường bảo hiểm sức khỏe và kết quả là có một mối liên hệ giữa độ mở của các chính sách BHYT với nhu cầu sử dụng dịch vụ y tế của người dân. Rất nhiều các nghiên cứu thực nghiệm đã đánh giá vấn đề này và sử dụng những phương pháp khác nhau để phân tích hiện tượng. Tuy nhiên, theo Chiappori và Salanie (2000), vấn đề lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức thường được nghiên cứu đi kèm với nhau do chúng đều là hậu quả của thông tin không cân xứng trong BHYT. Nếu các nghiên cứu trước đều cho rằng sở dĩ có lựa chọn ngược trong BHYT vì các cá nhân sau khi mua bảo hiểm có nhu cầu sử dụng dịch vụ nhiều hơn thì một nghiên cứu của Cogan và cộng sự (2011) cho thị trường BHYT ở Mỹ lại cho rằng việc người dân đổ xô đi mua BHYT tự nguyện khi được trợ cấp thuế cũng khiến cho Quỹ BHYT không ổn định và có thể xuất hiện rủi ro đạo đức khi họ sử dụng thẻ quá nhiều. 626
Đa phần các nghiên cứu đều đánh giá sự xuất hiện, mức độ của lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức thông qua các phương pháp phân tích định lượng. Mô hình về hiện tượng lựa chọn ngược trong thị trường bảo hiểm được đưa ra đầu tiên bởi các tác giả Rothschild và Stiglitz từ năm 1976 và sau đó đã phát triển theo nhiều hướng khác nhau. Lúc đầu, mô hình được đưa vào ứng dụng thực tế là mô hình hồi quy tuyến tính. Theo những phân tích cơ bản này, hiện lượng lựa chọn ngược xuất hiện từ phía các công ty bảo hiểm khi họ có trong tay các thông tin mà người mua bảo hiểm không biết được, do đó các công ty này luôn có lợi khi ký kết các hợp đồng bảo hiểm. Mô hình sau này được phát triển bởi Chiappori, Jullien và Salanié, các tác giả này cho rằng có thể lượng hóa những rủi ro của người mua bảo hiểm từ những lựa chọn và thông tin cá nhân của họ. Dựa trên mô hình lý thuyết này, Chiappori và Salanié (2000) đã ước lượng cho thị trường bảo hiểm của Pháp và cho rằng không tồn tại mối liên quan giữa rủi ro của người mua và những lựa chọn của họ. Phân tích của Cohen (2005) đối với Israel và Saito (2006) đối với Nhật Bản cũng cho kết quả tương tự. Do đó, những rủi ro mà người có hợp đồng bảo hiểm sẽ gặp phải có thể xuất phát từ những nguyên nhân khác. Một định dạng mô hình khá phổ biến trong phân tích về hiện tượng lựa chọn ngược, rủi ro đạo đức đó là mô hình Logit và Probit. Chẳng hạn như Cameron và Trivedi (1991), khi sử dụng mô hình Logit để đánh giá sự ảnh hưởng của tình trạng sức khỏe của người dân Australia đến hành vi mua BHYT của họ lại cho kết luận là không phải chỉ những người có bệnh nặng mới tham gia BHYT mà còn nhiều lý do khác như những người cao tuổi và là nữ thì xác suất mua thẻ cũng cao hơn. Điều này cho thấy xuất hiện lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức ở nhiều nhóm đối tượng khác nhau. Ở Việt Nam, một số nghiên cứu về lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức trong bảo hiểm y tế cũng sử dụng mô hình kinh tế lượng. Đáng chú ý là Wagstaff (2007), khi sử dụng bộ số liệu điều tra mức sống dân cư năm 2004 (VHLSS) để phân tích về việc mua BHYT cho người nghèo ảnh hưởng đến tình trạng khám chữa bệnh của nhóm đối tượng này đã chỉ ra rằng những người sống trong gia đình có chủ hộ hay bị bệnh và lớn tuổi thì xác suất mua bảo hiểm sẽ cao hơn. Tác giả đã sử dụng mô hình Logit để đánh giá các yếu tố tác động đến xác suất mua BHYT của người dân. Xác suất mua BHYT càng cao thì mức độ rủi ro đạo đức càng nghiêm trọng nên hiện tượng này khá phổ biến vì tại thời điểm 2004, tỷ lệ bao phủ BHYT ở Việt Nam chưa cao. Một nghiên cứu khác của tác giả Nguyễn Khánh Phương (2012) sử dụng mô hình Poisson để so sánh số lần đi khám bệnh của người dân ở hai tỉnh Hải Dương và Bắc Giang. Tác giả chỉ ra rằng số lần khám chữa bệnh của người có thẻ BHYT cao hơn người không có BHYT là 32% và đấy chính là biểu hiện của rủi ro đạo đức. Tuy nhiên phạm vi phân tích hẹp nên chưa đánh giá được vấn đề một cách có hệ thống. 627
Qua thời gian, sự xuất hiện của lựa chọn ngược trong BHYT tự nguyện sẽ giảm dần do quy mô bao phủ của BHYT bắt buộc nhưng rủi ro đạo đức vẫn là vấn đề cần xem xét, nhất là khi điều kiện tham gia càng trở nên dễ dàng hơn. Do đó, việc phân tích hiện tượng này cả về biểu hiện và mức độ trong BHYT tự nguyện trong giai đoạn gần đây trở thành mối quan tâm của nhiều người. 3. Phương pháp nghiên cứu và ứng dụng Phương pháp nghiên cứu Trong bài viết này, mô hình Poisson được ứng dụng để đánh giá hai hiện tượng là lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức trong BHYT. Tác giả John (2000) trong ấn phẩm “Health Econometrics” đã đưa ra mô hình Poisson như sau: e − µi µ Yi P(Yi ) = Yi ! Với µi = E (Yi | X i ) = exp( X i ' β ) Trong đó biến phụ thuộc Y là biến đếm (số lần đi khám bệnh). Biến này có phân phối Poisson với trung bình là µi. Giá trị trung bình này phụ thuộc vào một nhóm các biến độc lập X chỉ đặc trưng cá nhân như tuổi, giới tính, học vấn, vùng miền. Điểm đặc biệt của mô hình này là giá trị trung bình và phương sai của biến Y bằng nhau. Kết quả ứng dụng Việc sử dụng mô hình Poisson trong nghiên cứu này là so sánh nhu cầu khám chữa bệnh (KCB) theo tình trạng tham gia BHYT của người dân và phân tích tác động của các yếu tố nhân khẩu học đến hành vi KCB của cá nhân. Xét về bản chất, sự chênh lệch về số lần KCB giữa đối tượng có BHYT tự nguyện và người không có BHYT là dấu hiệu của lựa chọn ngược (tự nguyện mua thẻ với mục đích sử dụng nhiều trong tương lai), và sự khác nhau về số lần KCB giữa người có BHYT tự nguyện và người có BHYT bắt buộc là biểu hiện của rủi ro đạo đức (lạm dụng việc sử dụng thẻ). Do đó, mô hình Poisson được đưa ra trên cơ sở so sánh sự khác biệt về giá trị của biến phụ thuộc ứng với các trường hợp khác nhau của biến độc lập. Vì biến phụ thuộc trong mô hình là biến đếm nên có thể lựa chọn là số lần KCB nội trú và ngoại trú của cá nhân. Các biến độc lập trong mô hình là tình trạng BHYT, tuổi, giới tính, trình độ học vấn, thu nhập, trạng thái BHYT. Cụ thể, vấn đề lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức sẽ được đánh giá thông qua sự khác biệt về số lần KCB giữa các đối tượng có trạng thái tham gia BHYT khác nhau. Ngoài ra, kết quả mô hình còn cung cấp thông tin về sự khác biệt trong nhu cầu KCB của các đối tượng có đặc điểm nhân khẩu học khác nhau. Do điều kiện tham 628
gia BHYT, mức đóng BHYT tự nguyện, chi phí KCB có sự khác nhau giữa nông thôn và thành thị nên mô hình sẽ ước lượng cho từng khu vực riêng. Số liệu để ước lượng mô hình là số liệu điều tra mức sống dân cư năm 2012 (VHLSS). Đây là cuộc điều tra được thực hiện 2 năm một lần do Tổng Cục thống kê tiến hành và được Ngân hàng thế giới tài trợ. Thông tin về tình trạng tham gia BHYT của cá nhân được lấy trong mục y tế và chăm sóc sức khỏe của bộ số liệu. Ngoài ra, các biến nhân khẩu học như tuổi, giới tính, trình độ học vấn, thành thị/nông thôn, chi tiêu, thu nhập bình quân trong 12 tháng được lựa chọn để đưa vào mô hình. Mẫu quan sát là những người trong độ tuổi 15-65 có đi KCB tại cơ sở y tế (14349 quan sát) với lý do họ có thể tự quyết về hành vi tham gia BHYT của mình nên mục đích mua thẻ sẽ xuất phát từ mong muốn cá nhân. Các biến số trong mô hình: Biến phụ thuộc: Số lần KCB ngoại trú, số lần KCB nội trú. Biến độc lập: Giới tính = 1 nếu đối tượng đang xét là nữ, 0 nếu là nam. TNBQ : thu nhập bình quân đầu người (trăm nghìn VND/người/năm) Tuổi = 1 cho nhóm tuổi 15-30, Tuổi = 2 với nhóm 30-45 tuổi và Tuổi = 3 với nhóm 45 - 65 tuổi. Giáo dục = 1 nếu đối tượng ít nhất hoàn thành chương trình tiểu học, Giáo dục = 2 nếu đối tượng hoàn thành chương trình phổ thông, Giáo dục =3 với những người có học vấn cao hơn. Loại thẻ = 1 nếu có BHYT tự nguyện, Loại thẻ = 2 nếu có BHYT bắt buộc, Loại thẻ = 3 nếu có thẻ miễn phí, Loại thẻ = 4 nếu không có BHYT. Có thể đánh giá nhu cầu sử dụng dịch vụ y tế của người dân theo tình trạng tham gia BHYT tại hai khu vực nông thôn và thành thị. 629
Bảng 1. Số lần KCB ngoại trú – khu vực nông thôn (NT) và thành thị (TT) Nhóm tuổi 15 – 30 30 – 45 45 – 65 NT TT NT TT NT TT Có BHYT bắt buộc 2,89 2,87 2,41 2,69 2,86 3,08 Có thẻ KCB miễn phí 1,82 1,35 2,31 3,25 3,03 3,02 Có BHYT tự nguyện 2,95 3,72 2,58 3,13 3,38 3,06 Không có BHYT 2,07 2,11 2,47 2,38 2,69 2,61 Nguồn: Tính toán từ VHLSS Theo số liệu trong bảng 3.1, với khu vực nông thôn nhóm tuổi 45-65 có mức độ sử dụng BHYT để KCB ngoại trú nhiều nhất với gần như tất cả loại hình BHYT và không có thẻ. Đặc biệt, số lượt sử dụng thẻ của những người trong độ tuổi này và có BHYT tự nguyện cao nhất (trung bình trong năm, người có BHYT tự nguyện ở độ tuổi 45-65 đi KCB khoảng 3,38 lần). Xét riêng đối tượng BHYT tự nguyện cũng cho kết quả là sử dụng thẻ KCB ngoại trú nhiều hơn các đối tượng khác trong cùng một nhóm tuổi. Điều này cho thấy hiện tượng lựa chọn ngược đã xuất hiện trong BHYT tự nguyện khi người dân chỉ mua thẻ khi có bệnh có xu hướng sử dụng thẻ nhiều hơn mức cần thiết (rủi ro đạo đức) với tất cả cá nhân ở các nhóm tuổi. Nguyên nhân của tình trạng này là do hệ thống y tế ở nông thôn chưa tốt kết hợp với nhận thức về tầm quan trọng của sức khỏe không nhiều nên họ chỉ quan tâm đến BHYT khi có bệnh. Có một sự khác biệt khá rõ khi phân tích cho các đối tượng ở thành thị. Trong những người có BHYT tự nguyện, đối tượng nằm trong nhóm 15-30 ở khu vực thành thị lại sử dụng thẻ để KCB ngoại trú nhiều nhất (3,72 lần). Đây là nhóm người trẻ, sức khỏe tốt nên họ chưa có nhu cầu sử dụng BHYT nhiều, chỉ khi ốm đau họ mới quan tâm đến việc mua thẻ. Mặt khác thu nhập trung bình của nhóm này chưa cao (mới đi làm một thời gian ngắn hoặc là lao động phổ thông) nên khi có bệnh phải điều trị họ mới mua BHYT. Với việc KCB nội trú năm 2012 cũng có sự khác nhau giữa hai khu vực nông thôn và thành thị. Có thể nhận thấy mức độ KCB nội trú của dân ở khu vực nông thôn cao hơn khu vực thành thị khá nhiều. 630
Trong các đối tượng tự nguyện, nhóm tuổi sử dụng nhiều nhất vẫn là 15-30 (ở nông thôn là 6,23 lần trong khi ở thành phố là 0,9 lần - bảng 3.2). Sự chênh lệch về số lần KCB nội trú giữa hai khu vực cho thấy người dân khi bị ốm ở khu vực nông thôn chỉ có thể điều trị ở cơ sở y tế Nhà nước, trong khi ở thành phố dân có nhiều sự lựa chọn hơn. Mặt khác hệ thống y tế quá tải ở tuyến trên cũng khiến dân thành phố ít mặn mà khi nhập viện. Đây cũng là lí do giải thích vì sao hiện tượng lựa chọn ngược lại xuất hiện nhiều như thế ở nông thôn. Bảng 2. Số lần KCB nội trú - khu vực nông thôn (NT) và thành thị (TT) Nhóm tuổi 15 – 30 30 – 45 45 – 65 NT TT NT TT NT TT Có BHYT bắt buộc 5,61 0,42 3,82 0,27 6,02 0,48 Có thẻ KCB miễn phí 5,58 1,21 5,03 0,61 5,73 0,82 Có BHYT tự nguyện 6,23 0,9 5,18 0,62 5,01 0,64 Không có BHYT 4,22 0,4 3,12 0,24 2,85 0,27 Nguồn: Tính toán từ VHLSS Các phân tích thống kê trên đã đưa ra những nhận định về động thái của lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức. Tuy nhiên, việc xem xét sự chênh lệch trong nhu cầu KCB của các đối tượng BHYT khác nhau để đánh giá về hai hiện tượng trên cần sử dụng đến mô hình kinh tế lượng với các biến mô tả đặc điểm nhân khẩu học đóng vai trò như biến kiểm soát. Khi đó, sự khác biệt về hành vi sử dụng dịch vụ y tế của các đối tượng sẽ chủ yếu là do tình trạng tham gia BHYT hiện tại của cá nhân. Kết quả ước lượng mô hình như sau: v Khu vực nông thôn 631
Bảng 3. Kết quả mô hình Poisson cho khu vực nông thôn KCB Ngoại trú KCB Nội trú (n = 6294) (n = 2202) Giới tính 0,162 0,147 (0,000) (0,035) Thu nhập bình quân 7,75.10-7 1,78.10-6 (0,195) (0,197) Tuổi (nhóm 30 – 45) 0,182 -0,209 (0,000) (0,026) Tuổi (nhóm 45 – 65) 0,344 -0,227 (0,000) (0,005) Giáo dục 0,028 0,048 (0.420) (0,502) Có BHYT bắt buộc -0,191 0,035 (0,006) (0,794) Có thẻ KCB miễn phí -0,168 0,104 (0,001) (0,290) Không có BHYT -0,186 -0,441 (0,000) (0,000) Hệ số chặn 0,703 -0,731 (0,000) (0,000) Chi_bar2 = 1391,6 Chi_bar2 = 334,14 P – value = 0,000 P – value = 0,000 Các giá trị trong ngoặc là P - value Khi phân tích riêng cho từng nhu cầu về loại hình KCB, ta có một số nhận xét như sau: • Với KCB ngoại trú: các yếu tố ảnh hưởng đến số lần KCB là giới tính, độ tuổi và tình trạng BHYT của các cá nhân (mức ý nghĩa 5%). Cụ thể là trong năm 2012, giá trị kỳ vọng hợp lý tối đa (giá trị kỳ vọng của số lần KCB ngoại trú) của nữ nhiều hơn nam trung bình 0,162 lần khám (hệ số ước lượng của biến Giới tính dương), những người 632
trong hai nhóm tuổi 30-45 và 45-65 đều có số lần KCB ngoại trú nhiều hơn nhóm 15-30 tuổi và tuổi càng cao người dân càng có xu hướng KCB nhiều hơn do sức khỏe kém đi (hệ số của biến Tuổi nhóm 45-65 lớn hơn hệ số của biến Tuổi nhóm 30-45 và cả hai đều dương). Khi xem xét mức độ KCB ngoại trú của các cá nhân với trạng thái BHYT khác nhau, nghiên cứu chỉ ra những người có BHYT tự nguyện có số lần KCB ngoại trú nhiều hơn các nhóm còn lại, cụ thể là giá trị kỳ vọng của số lần KCB sẽ nhiều hơn người có BHYT bắt buộc 0,191 lần khám, hơn người có thẻ miễn phí 0,168 lần khám và hơn người không có thẻ 0,186 lần khám. Đây chính là biểu hiện của hành vi lựa chọn ngược (người có BHYT tự nguyện KCB nhiều hơn người không có thẻ) và rủi ro đạo đức (người có BHYT tự nguyện KCB nhiều hơn cá nhân có BHYT bắt buộc và thẻ miễn phí). Tuy mức độ khác nhau không nhiều nhưng các hệ số đều có ý nghĩa thống kê tại mức 5% nên thực sự tồn tại sự chênh lệch này. • Với KCB nội trú: chỉ có sự khác nhau khá rõ về số lần KCB giữa nam và nữ, giữa ba nhóm tuổi. Tuy nhiên, do tính chất nội trú tại cơ sở y tế của việc KCB nên quyết định sử dụng dịch vụ y tế của người dân có sự trái ngược so với hành vi KCB ngoại trú. Cụ thể là với nhóm tuổi 15 – 30, người dân lại có số lần KCB nội trú nhiều hơn so với hai nhóm kia. Khi xem xét về mức độ KCB nội trú, không thật sự nhìn thấy khác biệt về nhu cầu giữa đối tượng BHYT tự nguyện và người có BHYT bắt buộc. Nghĩa là người có BHYT tự nguyện không lạm dụng việc dùng thẻ để chữa bệnh nên vấn đề rủi ro đạo đức có thể không xuất hiện (hệ số của biến loại thẻ BHYT bắt buộc không có ý nghĩa thống kê) nhưng vẫn có lựa chọn ngược trong BHYT tự nguyện khi số lần KCB của người có thẻ vẫn nhiều hơn người không có thẻ (hệ số của các biến ứng với người không có thẻ mang giá trị âm và có ý nghĩa thống kê). • Theo kết quả ước lượng hai mô hình, có một điểm chung nhận thấy là thu nhập và trình độ học vấn của người dân lại không tác động đến hành vi KCB (hệ số của biến TNBQ và biến Giáo dục không có ý nghĩa thống kê). Điều này chứng tỏ việc KCB của các cá nhân phụ thuộc chính vào tình trạng sức khỏe của họ mà đây lại là thông tin không cân xứng khi chỉ có cá nhân đó mới thực sự biết bệnh tật của mình như thế nào. Vì lý do này nên lựa chọn ngược đã xảy ra và rủi ro đạo đức cũng xuất hiện khi họ tự nguyện mua BHYT và sử dụng nó. v Khu vực thành thị Với tổng số 3853 quan sát có đi KCB tại khu vực thành thị, ta có kết quả mô hình ước lượng cho hai loại là KCB nội trú và ngoại trú. 633
Bảng 4. Kết quả mô hình Poisson cho khu vực thành thị KCB Ngoại trú KCB Nội trú (n = 2378) (n = 1475) Giới tính 0,077 0,112 (0,242) (0,410) Thu nhập bình quân 1,08.10-6 9,87.10-7 (0,499) (0,763) Tuổi (nhóm 30 – 45) 0,112 -0,380 (0,232) (0,036) Tuổi (nhóm 45 – 65) 0,199 -0,291 (0,028) (0,095) Giáo dục 0,026 0,086 (0.213) (0,603) Có BHYT bắt buộc -0,227 -0,134 (0,001) (0,302) Có thẻ KCB miễn phí -0,139 0,144 (0,163) (0,429) Không có BHYT -0,275 -0,194 (0,002) (0,410) Hệ số chặn 0,589 -0,460 (0,001) (0,234) Chi_bar2 = 785,32 Chi_bar2 = 136,16 P – value = 0,000 P – value = 0,000 Các giá trị trong ngoặc là P – value - Với KCB ngoại trú: Sự khác biệt về số lần KCB thể hiện rõ ở nhóm 45-65 tuổi so với hai nhóm còn lại, cụ thể hệ số của Tuổi nhóm 45-65 bằng 0,199 và có ý nghĩa thống kê tại mức 5% cho biết người dân từ 45 đến 65 tuổi có giá trị kỳ vọng của biến KCB ngoại trú nhiều hơn nhóm trẻ nhất (15-30) là 0,199 lần khám. Khi so sánh về số lần KCB giữa đối tượng BHYT tự nguyện và các đối tượng khác cho kết quả là người có BHYT tự nguyện đi khám nhiều hơn người có thẻ BHYT bắt buộc (giá trị kỳ vọng của biến KCB ngoại trú cao hơn 0,227 lần khám) và hơn người không có thẻ (giá trị kỳ 634
vọng cao hơn 0,275 lần). Nếu sử dụng hai hệ số này để phản ánh sự xuất hiện của lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức thì nhận thấy có dấu hiệu của cả hai hiện tượng này và mức độ nhiều hơn so với khu vực nông thôn. - Với KCB nội trú: Người trong độ tuổi 30-45 lại có nhu cầu chữa bệnh nội trú nhiều hơn nhóm 15-30, trong khi những người già hơn lại không KCB nhiều hơn nhóm trẻ (hệ số của biến Tuổi nhóm 30-45 dương và có ý nghĩa thống kê). Cũng giống như khu vực nông thôn, nhu cầu KCB nội trú của các đối tượng BHYT cũng không có sự khác biệt (hệ số của các biến phân loại thẻ BHYT không có ý nghĩa thống kê) nên có thể nhận định không có sự tồn tại của lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức trong BHYT tự nguyện. - Với khu vực thành thị, giới tính của cá nhân không ảnh hưởng đến quyết định KCB nội trú và ngoại trú. Và kết luận như khu vực nông thôn, dường như thu nhập bình quân và trình độ học vấn lại không tác động đến hành vi chăm sóc sức khỏe của người dân. 4. Kết luận và hàm ý chính sách Từ những phân tích trên có thể đưa ra các kết luận sau: (i) hiện tượng lựa chọn ngược đã có xu hướng giảm đi nhưng rủi ro đạo đức vẫn tồn tại khá nhiều khi xem xét chung do phạm vi bao phủ BHYT rộng lên và các chính sách BHYT tự nguyện được nới lỏng, (ii) mức độ hiện tượng có khác nhau giữa các nhóm tuổi, (iii) hiện tượng này xảy ra cho cả hai khu vực nông thôn và thành thị, tuy nhiên mức độ ở nông thôn cao hơn, (iv) xu hướng của lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức sẽ tập trung chủ yếu trong KCB ngoại trú. Từ đó đưa ra các khuyến nghị như sau: Về chính sách BHYT Tiếp tục mở rộng phạm vi bao phủ của BHYT bằng cách đẩy mạnh hình thức BHYT bắt buộc theo hộ gia đình. Kinh nghiệm tại nhiều nước trên thế giới và khu vực cho thấy, việc tham gia theo hộ gia đình là một cách tối ưu để thực hiện BHYT toàn dân và giảm bớt hiện tượng lựa chọn ngược đang tồn tại trong hệ thống. Quy định mức độ hưởng chế độ chi trả của BHYT theo thời gian đã tham gia đóng BHYT để tránh tình trạng người dân khi nhận thấy sức khỏe kém đi mới nghĩ đến việc tự nguyện mua BHYT. Cần ban hành những chính sách khuyến khích tham gia BHYT ở khu vực nông thôn như tăng cường tuyên truyền, vận động các hộ gia đình đặc biệt là hộ cận nghèo mua BHYT với mục đích dự phòng chi phí y tế trong tương lai để giảm bớt mức độ rủi ro đạo đức trong sử dụng thẻ để KCB. 635
Về hệ thống dịch vụ y tế Đảm bảo quyền lợi của người tham gia phải trên cơ sở phát triển mạng lưới cung ứng dịch vụ, nâng cao chất lượng phục vụ cũng như chất lượng công tác KCB ở các cơ sở từ Trung ương đến địa phương. Nhân tố này thể hiện trong nhiều khâu, từ việc tiếp nhận người bệnh, thủ tục thanh toán cho đến chất lượng KCB cũng như thái độ của đội ngũ y, bác sỹ trong điều trị bệnh. Có thể nói, quyền lợi của người tham gia BHYT tự nguyện những năm vừa qua đã cơ bản được bảo đảm, tuy nhiên, trên thực tế vẫn còn nhiều vấn đề cần giải quyết. Chẳng hạn, thủ tục hành chính trong thanh toán, chi trả rườm rà, mất thời gian dễ làm nản lòng người tham gia. Tăng cường đầu tư cơ sở vật chất, trang thiết bị đối với hệ thống y tế địa phương, đặc biệt khu vực nông thôn, vùng sâu vùng xa để người dân tin tưởng hơn vào việc KCB tại đây, từ đó họ sẽ nhiệt tình tham gia BHYT để đảm bảo chăm sóc sức khỏe trong tương lai chứ không phải vì bệnh tật mới mua nhằm hạn chế rủi ro đạo đức. Xây dựng đội ngũ nhân lực y tế đủ về số lượng, cơ cấu và phân bổ cân đối, đặc biệt quan tâm đến đào tạo đội ngũ y bác sĩ cử tuyển tại nông thôn, miền núi và các vùng khó khăn. Nhà nước tạo điều kiện để phát triển hệ thống y tế tư nhân, cho phép mở rộng các bệnh viện, phòng khám tư để giảm tải cho y tế công. Đây cũng là cách để y tế Nhà nước cạnh tranh lành mạnh nhằm hướng tới sự phát triển cả về số lượng và chất lượng trong xã hội hiện đại. Tài liệu tham khảo 1. Cameron & Trivedi (1991), The labor market consequences of state health insurance regulation, Industrial and Labor Relations Review, 56(1):136–159. 2. Feldstein, M. (1973), The welfare loss of excess health insurance, Journal of Political Economy, 81(Part 1). 3. Nguyễn Khánh Phương (2012), Giải pháp tài chính trong chăm sóc sức khoẻ người nông thôn tại bốn huyện thuộc tỉnh Hải Dương và Bắc Giang, luận án tiến sĩ. 4. Rothschild, M., and J.E. Stiglitz (1976): Equylibrium in competitive insurance markets: an essay on the economics of imperfect information, Quarterly Journal of Economics 90 (4). 5. Wagstaff (2007), Health insurance for the poor : initial impacts of Vietnam's health care fund for the poor, Policy Research Working Paper, Series 4134. 636