Quyết định sử dụng bảo hiểm y tế của người dân ở Việt Nam

92 Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 
QUYẾT ĐỊNH SỬ DỤNG BẢO HIỂM Y TẾ 
CỦA NGƯỜI DÂN Ở VIỆT NAM 
PHAN ĐÌNH KHÔI1,*, PHẠM MINH NGỌC2 
NGUYỄN THỊ LƯƠNG1, NGUYỄN THỊ KIM PHƯỢNG1 
1 Trường Đại học Cần Thơ 
2 Vietin Bank Cần Thơ 
*Email: pdkhoi@ctu.edu.vn 
(Ngày nhận: 29/08/2018; Ngày nhận lại: 05/12/2018; Ngày duyệt đăng: 14/01/2019) 
TÓM TẮT 
Sử dụng bảo hiểm y tế (BHYT) trong khám chữa bệnh tại các cơ sở y tế thu hút sự quan tâm 
của các chính sách vĩ mô của quốc gia trong xu thế dân số theo độ tuổi lao động chiếm tỉ lệ cao. 
Tuy nhiên, giải thích quyết định sử dụng BHYT của người dân dựa vào đặc điểm nhân khẩu học 
trên phạm vi quốc gia ở Việt Nam chưa được nghiên cứu rộng rãi. Bài viết này sử dụng phương 
pháp hồi quy probit và số liệu Điều tra mức sống dân cư năm 2012 (VHLSS 2012) để phân tích 
các yếu tố nhân khẩu học ảnh hưởng đển quyết định sử dụng BHYT. Kết quả cho thấy không có 
sự khác biệt trong quyết định sử dụng BHYT khi khám chữa bệnh đối với yếu tố dân tộc và giới. 
Xác suất sử dụng BHYT khi khám chữa bệnh xảy ra cao hơn ở nhóm người dân có thu nhập 
thấp, sống ở thành thị, tuổi cao, trình độ học vấn thấp, và có bệnh nặng. Từ kết quả phân tích, 
một số đề xuất giúp giảm rủi ro đạo đức khi sử dụng BHYT bao gồm: nâng cao chất lượng cơ sở 
vật chất, đội ngũ cán bộ y tế tại các cơ sở y tế cấp thấp; khuyến khích và hỗ trợ các đơn vị cung 
cấp bảo hiểm đa dạng hóa sản phẩm BHYT; tiến đến đa dạng hóa và chuyên nghiệp hóa các 
kênh phân phối BHYT; tăng cường ứng dụng công nghệ thông tin trong quản lý, giám sát và 
phát triển các sản phẩm BHYT; cung cấp BHYT trực tuyến và đăng ký khám chữa bệnh sử dụng 
BHYT bằng hình thức trực tuyến. 
Từ khóa: Bảo hiểm y tế; Khám chữa bệnh; VHLSS; Việt Nam. 
People’s decision to use medical insurance in Vietnam 
ABSTRACT 
Decision to use medical insurance for health care attracts macro-policy attention as a 
majority of population stays in the labor force in Vietnam. Although, sound understaing of 
people’s decision to use medical insurance for health care based on demographics nationwide is 
limited. This paper applying a probit model and VHLSS 2012 (Vietnam Household Living 
Standards Survey in 2012) to explain the people’s decision to use medical insurance for health 
care. The result showed that there is no difference in the decision of using the medical insurance 
between the Kinh and other ethnic groups, as well as between men and women. Besides, people 
who were poor, living in urban areas, elderly or seriously ill tend to use medical insurance more 
often than others. Some recommendations to overcome limited access and limited usage of 
medical insurance for health care include: improving medical facilities at lower levels of the 
health care system; encouraging diversification of health insurance products in order to further 
diversify and professionalize distribution channels of health insurance; applying information 
technology in managing, supervising and developing health care insurance products; shifting 
form traditional based health care insurance to online health insurance; and providing online 
registration system for health insurance users. 
Keywords: Health care; Medicalinsurance; VHLSS; Viet Nam. 
Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 93 
1. Giới thiệu 
Thu nhập bình quân đầu người gia tăng 
kéo theo nhu cầu chăm sóc sức khỏe ngày 
càng gia tăng của đa số người dân. Dịch vụ 
chăm sóc sức khỏe có đặc điểm riêng biệt 
khác với hàng hóa thông thường bởi vì nhu 
cầu chăm sóc sức khỏe cũng như nguy cơ mắc 
bệnh của mỗi cá nhân khác biệt nhau, nên chi 
phí y tế gắn với dịch vụ chăm sóc sức khỏe 
thường khó dự đoán chính xác. Đồng thời, 
dịch vụ chăm sóc sức khỏe phụ thuộc chủ yếu 
vào các cơ sở y tế bởi vì nhu cầu khám chữa 
bệnh phụ thuộc rất lớn vào phương pháp điều 
trị do bác sĩ quyết định. Đặc biệt là dịch vụ 
chăm sóc sức khỏe gắn liền với sinh mạng nên 
dù người dân không đủ thu nhập để trang trải 
thì nhu cầu khám chữa bệnh cũng vẫn rất cấp 
thiết (Lê Quang Cường, 2008). Vì vậy, bảo 
hiểm y tế (BHYT) là một trong những lựa 
chọn được dùng để bù đắp rủi ro sức khỏe của 
người dân ở các quốc gia trên thế giới và 
không loại trừ ở Việt Nam. 
BHYT được xây dựng dựa trên nguyên 
tắc chia sẻ rủi ro bệnh tật và chi phí khám 
chữa bệnh giữa những người tham gia. Ở Việt 
Nam, BHYT được cung cấp bởi công ty bảo 
hiểm của Nhà nước hoạt động vì mục tiêu lợi 
ích cộng đồng. Đến năm 2014, Luật BHYT 
quy định người tham gia BHYT trả mức phí 
bảo hiểm theo quy định, số tiền này sẽ được tổ 
chức BHYT chuyển vào quỹ BHYT và dùng 
để chi trả cho các cơ sở y tế theo hợp đồng 
khám chữa bệnh BHYT. Mức chi trả BHYT 
đối với cá nhân phụ thuộc vào đối tượng, cơ 
sở y tế và loại hình khám chữa bệnh. Nhìn 
chung, BHYT nhằm mục tiêu giảm gánh nặng 
chi phí y tế cho người bệnh. Tuy nhiên, vấn 
đề cung cấp dịch vụ khám chữa bệnh cho 
người có BHYT và sử dụng BHYT còn tồn tại 
những bất cập ở cả hai phía. 
Phía cung cấp dịch vụ khám chữa bệnh, 
nhiều cơ sở y tế phân biệt đối xử giữa hình 
thức thanh toán chi phí khám chữa bệnh bằng 
tiền mặt với hình thức khám chữa bệnh bằng 
BHYT (vấn đề lựa chọn lựa bất lợi – adverse 
selection). Những bệnh nhân thanh toán tiền 
mặt thường được chăm sóc tốt và được chú ý 
nhiều hơn so với những người có BHYT 
(Huynh và Pretorius, 2009). Cong và Mai 
(2014) và Nguyen (2011) phân tích các yếu tố 
tác động đến sự hài lòng của bệnh nhân khi 
điều trị tại các bệnh viện công và tư ở Việt 
Nam. Kết quả chỉ ra rằng các yếu tố hữu hình 
như thiết bị, dụng cụ y khoa, môi trường bệnh 
viện có vai trò quan trọng nhất trong việc kì 
vọng về chất lượng dịch vụ. Yếu tố có ảnh 
hưởng tiếp theo là “thái độ và y đức” và cuối 
cùng là “dễ dàng tiếp cận dịch vụ chăm sóc 
sức khỏe”. Bên cạnh đó, lĩnh vực chăm sóc 
sức khỏe tư cũng tồn tại một số vấn đề đáng 
quan tâm là người cung cấp muốn tối đa hóa 
lợi ích ngược lại với nguyện vọng của bệnh 
nhân. Thị trường cung cấp dịch vụ sức khỏe 
tư thường thao túng nhu cầu bệnh nhân cả về 
số lượng và chất lượng thuốc (Nguyen, 2011). 
Trong khi đó, hành vi sử dụng BHYT 
khám chữa bệnh liên quan đến vấn đề rủi ro 
đạo đức (moral hazard) xảy ra sau khi người 
dân được cấp thẻ BHYT. Nguyễn Thị Minh 
và Hoàng Bích Phương (2012) phân tích sử 
dụng số liệu VHLSS năm 2008 và 2012 cho 
thấy rủi ro đạo đức trong BHYT tự nguyện đã 
gia tăng về mức độ và diễn ra theo nhóm tuổi 
ở năm 2010 so với năm 2008. Tương tự, 
Nguyễn Văn Phúc và Cao Việt Cường (2014) 
sử dụng số liệu phỏng vấn trực tiếp người dân 
trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minh từ tháng 
03/2014 đến tháng 05/2014 cho thấy có hiện 
tượng lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức trong 
việc cấp và sử dụng BHYT tự nguyện trên địa 
bàn. Trong đó, những người dân có sức khỏe 
không tốt nằm trong số nhiều những người 
mua BHYT (lựa chọn bất lợi) và những người 
có BHYT tự nguyện đi khám bệnh nhiều hơn 
so với những người không có BHYT hoặc sở 
hữu các loại BHYT khác (rủi ro đạo đức). 
Thực trạng trên đặt ra thách thức lớn cho 
mục tiêu của chương trình BHYT toàn dân 
đến năm 2020, trong khi tỷ lệ bao phủ BHYT 
năm 2015 chỉ khoảng trên 70% và nhiệm vụ 
còn lại là phải mở rộng tỉ lệ BHYT cho 30% 
dân số còn lại. Tuy nhiên, nghiên cứu về hành 
vi sử dụng BHYT trong khám chữa bệnh của 
người dân còn khá khiêm tốn. Các nghiên cứu 
trước đây (xem Ensor, 1995; Sepehri và cộng 
sự, 2006) phân tích chương trình BHYT ở giai 
94 Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 
đoạn thử nghiệm hoặc phân tích vấn đề rủi ro 
đạo đức trong BHYT (Nguyễn Thị Minh và 
Hoàng Bích Phương, 2012; Nguyễn Văn Phúc 
và Cao Việt Cường, 2014). Trong khi chi phí 
giao dịch có ảnh hưởng đến quyết định sử 
dụng BHYT của người dân, mặc dù vậy các 
nghiên cứu trước đây thường chưa tách biệt 
quyết định mua bảo hiểm với quyết định sử 
dụng BHYT. 
Bài viết này nhằm mục tiêu phân tích các 
yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng 
BHYT trong khám chữa bệnh của người dân ở 
Việt Nam. Kết quả nghiên cứu là cơ sở để đề 
xuất hướng cải cách hoạt động của BHYT 
trong giai đoạn tới. Do vậy, nghiên cứu để 
hiểu hành vi sử dụng BHYT khi khám chữa 
bệnh của người dân và các yếu tố ảnh hưởng 
đến quyết định sử dụng BHYT trong khám 
chữa bệnh của người dân có ý nghĩa đối với 
hoạt động triển khai chương trình BHYT toàn 
dân trong giai đoạn hiện nay. Phần còn lại của 
bài viết bao gồm: mục 2 trình bày phương 
pháp nghiên cứu; mục 3 trình bày kết quả và 
thảo luận; mục 4 kết luận và kiến nghị đề xuất 
hướng phát triển BHYT ở Việt Nam. 
2. Phương pháp nghiên cứu 
2.1. Mô hình lý thuyết 
Mô hình quyết định mua BHYT dựa theo 
lý thuyết phúc lợi của Arrow (1963) rằng cá 
nhân chọn mua bảo hiểm sức khỏe dựa vào 
mục tiêu tối đa hóa lợi ích kỳ vọng dựa vào 
mức thu nhập và chi phí khám chữa bệnh 
trong điều kiện không chắc chắn. Sự lựa chọn 
của cá nhân đối với bảo hiểm được xác định 
dựa vào hàm hữu dụng kỳ vọng của Bernoulli 
(1783) đối với quyết định tiêu dùng trong điều 
kiện không chắc chắn. Theo đó, quyết định 
mua bảo hiểm y tế của người dân dựa trên sự 
cân đối giữa chi phí mua bảo hiểm y tế và lợi 
ích nhận được từ sử dụng BHYT khi khám 
chữa bệnh. Giả định rằng, chi phí bảo hiểm 
một mặt làm giảm thu nhập, mặt khác làm 
giảm chi phí khám chữa bệnh mà người mua 
bảo hiểm phải gánh chịu. Propper và cộng sự 
(2001) đề xuất mô hình lợi ích kỳ vọng của 
người mua bảo hiểm trong điều kiện không 
chắc chắn. Với giá trị tài sản ban đầu w , hàm 
lợi ích kỳ vọng của cá nhân trong trường hợp 
không có BHYT có dạng: 
0 Max[ ( )]i i i i iU w y c  (1) 
và trong trường hợp có BHYT có dạng 
1 Max[ ( )]i i i i i iU w y c   (2) 
trong đó, 0
iU và 
1
iU là lợi ích kỳ vọng của cá 
nhân trong trường hợp không mua BHYT và 
có mua BHYT; 
iw là giá trị tài sản ban đầu; 
iy và ic là thu nhập và chi tiêu; j là phí bảo 
hiểm; 
i là chi phí khám chữa bệnh kỳ vọng. 
Bất cân xứng thông tin hiện diện trong 
hợp đồng bảo hiểm dẫn đến vấn đề lựa chọn 
bất lợi (adverse selection) và rủi ro đạo đức 
(moral hazard). Trong trường hợp ex-ante, cá 
nhân dựa vào kết quả so sánh lợi ích kỳ vọng 
của hai trạng thái 0
iU và 
1
iU để quyết định 
mua BHYT. Mức độ không chắc chắn của sức 
khỏe làm xảy ra rủi ro tài chính khi chi phí y 
tế vượt qua một ngưỡng thu nhập. 
Chaudhuri và Roy (2008), Wagstaff và 
Lindelow (2008) lập luận rằng chi phí y tế 
vượt ngưỡng thu nhập trung bình của người 
dân được xem là “thảm họa” làm gia tăng nhu 
cầu sử dụng BHYT. Bên cạnh đó, lợi ích kỳ 
vọng từ BHYT còn phụ thuộc vào chất lượng 
dịch vụ y tế. Besley và cộng sự (1999) chỉ ra 
rằng chất lượng khám chữa bệnh là tăng nhu 
cầu sử dụng BHYT trong khi các chi phí tiếp 
cận dịch vụ khám chữa bệnh ở các cơ sở y tế 
và sự sẵn có của các cơ sở trong một khu vực 
địa phương có ảnh hưởng giảm nhu cầu sử 
dụng BHYT của cá nhân. Gần đây, Abimbola 
và cộng sự (2015) chỉ ra rằng chi phí giao 
dịch có ảnh hưởng đến quyết định sử dụng 
BHYT của người dân. Trong trường hợp ex-
post, cá nhân sử dụng BHYT khám chữa bệnh 
khi lợi ích do sử dụng BHYT lớn hơn lợi ích 
không sử dụng BHYT. 
2.2. Mô hình ước lượng 
Gọi *U là chênh lệch lợi ích giữa (2) và 
(1), khi đó *U được viết lại dưới dạng: 
*
*
*
0 if 0
1 if 0
i i i
i
i
i
U
U
I
U
  
= x
 (3) 
trong đó, *
iU được đo lường thông qua biến 
phụ thuộc nhị phân iI ( iI nhận giá trị bằng 1 
nếu cá nhân sử dụng BHYT trong khám chữa 
Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 95 
bệnh và ngược lại iI bằng 0). ix là véc-tơ tập 
hợp các biến nhân khẩu học quan sát được 
giải thích cho các yếu tố ảnh hưởng đến lợi 
ích của cá nhân quyết định sử dụng BHYT 
khám chữa bệnh. Các yếu tố này bao gồm đặc 
điểm của cá nhân, đặc điểm thu nhập và chi 
tiêu, chất lượng dịch vụ y tế, và chi phí khám 
chữa bệnh kỳ vọng (theo Nguyễn Văn Phúc 
và Cao Việt Cường, 2014). i là sai số ngẫu 
nhiên, và  là véc-tơ các tham số ước lượng. 
Vì mức chênh lệch lợi ích của cá nhân, 
*
iU , không quan sát được, các hệ số  có thể 
được ước lượng bằng mô hình xác suất với biến 
phụ thuộc là biến nhị phân Papke& Wooldridge 
(1993). Theo đó, các yếu tố tác động đến việc 
sử dụng BHYT được phân tích bằng mô hình 
probit, bao gồm: tuổi, tuổi bình phương, dân 
tộc, số lần khám, thành thị, giới tính, thu nhập 
bình quân, cơ sở y tế, vùng, loại hình bảo hiểm, 
trình độ học vấn. Xác suất của cá nhân sử dụng 
BHYT khám chữa bệnh có dạng: 
*Pr( 1| ) ( 0 | ) ( 0)
( ) ( ) ( )
i i i i
i i i i i i
I Pr w Pr
Pr Pr
 
    
  
x x x
x x x
 (4) 
Trong đó, ( )i  là hàm phân phối tích lũy 
chuẩn (cdf), với ( )i  là hàm mật độ phân 
phối chuẩn (pdf). Tuy nhiên hệ số ước lượng 
 thường không được sử dụng trực tiếp để 
giải thích ý nghĩa của các biến độc lập trong 
mô hình (Wooldridge, 2002). Tác động biên 
sẽ được tính toán và được sử dụng để giải 
thích ý nghĩa của mô hình thay cho các hệ số 
ước lượng  , dựa theo công thức: 
( )
( )i i k
ikx
 
 
 
 (5)
Các hệ số  và hiệu ứng biên ( )i k  từ 
mô hình quyết định tham gia bảo hiểm y tế 
được ước lượng bằng phương pháp ước lượng 
hợp lý tối đa (MLE) dựa theo Greene (2003). 
2.3. Số liệu 
Bộ số liệu thu thập thông tin mức sống dân 
cư từ VHLSS 2012 được Tổng cục Thống kê 
thu thập vào tháng 3, 6, 9 và 12 trong năm 
2012 từ 3.133 địa bàn ở Việt Nam được sử 
dụng. Thông tin khảo sát bao gồm hai phần: 
thứ nhất, phần dành cho hộ dân cư có các 
thông tin về các yếu tố nhân khẩu học, di cư, 
giáo dục, y tế, thu nhập, chi tiêu, đồ dùng lâu 
bền, nhà ở và tham gia các chương trình trợ 
giúp ở cấp độ hộ gia đình; và thứ hai, phần 
dành cho xã thu thập các thông tin phản ánh 
điều kiện sống trong phạm vi xã ảnh hưởng 
đến mức sống của hộ dân cư. Các biến trong 
mô hình nghiên cứu được lấy từ phần khảo sát 
hộ gia đình. Cụ thể, các biến được trích từ Mục 
1 có nội dung về thành viên hộ gia đình, Mục 2 
có nội dung về giáo dục, Mục 3 có nội dung về 
y tế trong bộ số liệu VHLSS năm 2012. 
3. Kết quả và thảo luận 
3.1. Thực trạng mua BHYT của người dân 
Số liệu VHLSS 2012 cho thấy có 12.348 
người dân có BHYT trong tổng số 17.139 quan 
sát, tỉ lệ bao phủ của BHYT là khoảng 72%. 
Trong đó, số người sử dụng BHYT khi khám 
chữa bệnh là 8.338 người, tỷ lệ sử dụng BHYT 
là 68% trong tổng số người có BHYT (Bảng 1). 
Bảng 1 
Thực trạng về việc sử dụng BHYT khi khám chữa bệnh 
Không có 
bảo hiểm 
Bảo hiểm 
bắt buộc 
Bảo hiểm 
tự nguyện 
Bảo hiểm 
cho người nghèo 
Tổng 
Số lượt người không sử dụng BHYT 4,791 705 1,533 1,772 8,801 
Tỉ lệ không sử dụng BHYT (%) 54% 8% 17% 20% 100% 
Số người có sử dụng BHYT 0 1,335 2,575 4,428 8,338 
Tỉ lệ có sử dụng BHYT (%) 0% 16% 31% 53% 100% 
Tổng 4,791 2,040 4,108 6,200 17,139 
Nguồn: VHLSS 2012. 
96 Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Ch ...  
Đvt: Số quan sát 
Bảo hiểm 
bắt buộc 
Bảo hiểm tự 
nguyện 
Bảo hiểm cho 
người nghèo 
Tổng 
Sử dụng BHYT tại các cơ sở y tế 1,335 2,575 4,428 8,338 
Trung tâm y tế 246 715 2,265 3,226 
Bệnh viện tư 152 349 382 883 
Bệnh viện huyện 416 805 1,128 2,349 
Bệnh viện cấp cao 521 706 653 1,880 
Sử dụng BHYT theo thu nhập 1,335 2,575 4,428 8,338 
Thu nhập nhóm 1 12 193 1,507 1,712 
Thu nhập nhóm 2 68 504 1,112 1,684 
Thu nhập nhóm 3 204 600 691 1,495 
Thu nhập nhóm 4 382 696 590 1,668 
Thu nhập nhóm 5 669 582 528 1,779 
Sử dụng BHYT theo vùng 1,335 2,575 4,428 8,338 
Đồng bằng sông Hồng 304 310 571 1,185 
Trung du và miền núi phía Bắc 229 217 1,105 1,551 
Bắc Trung Bộ và duyên hải miền Trung 269 653 994 1,916 
Tây Nguyên 77 110 397 584 
Đông Nam Bộ 227 302 312 841 
Đồng bằng sông Cửu Long 229 983 1,049 2,261 
Nguồn: VHLSS 2012 
Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 99 
Xét theo các mức thu nhập, các nhóm có 
thu nhập thấp nhất (nhóm 1 và nhóm 2) 
thường sử dụng loại bảo hiểm cho người 
nghèo nhiều nhất, các nhóm có thu nhập trung 
bình (nhóm 3 và nhóm 4) thường dùng thẻ 
bảo hiểm tự nguyện và nhóm thu nhập cao 
nhất (nhóm 5) lại có tỷ trọng dùng thẻ bảo 
hiểm bắt buộc cao nhất. Trong đó, bảo hiểm 
cho người nghèo là loại bảo hiểm được sử 
dụng nhiều nhất và tỷ trọng sử dụng loại thẻ 
BHYT này có xu hướng giảm khi thu nhập 
của quan sát tăng lên. Bảo hiểm bắt buộc là 
loại bảo hiểm có tỉ trọng sử dụng thấp nhất, 
tuy nhiên, việc sử dụng loại bảo hiểm này có 
chiều hướng tăng khi thu nhập tăng, điều 
tương tự cũng được nhận thấy đối với loại thẻ 
bảo hiểm tự nguyện (Bảng 5). 
Nhìn chung, BHYT cho người nghèo 
được sử dụng nhiều ở tất cả các vùng miền. 
Trong đó, khu vực miền núi phía Bắc, Tây 
Nguyên có tỉ lệ sử dụng BHYT người nghèo 
cao nhất (chiếm khoảng 70%). Ngoài ra, 
BHYT bắt buộc được sử dụng với tỉ lệ không 
cao và có sự khác biệt nhất định giữa các khu 
vực. Cụ thể, khu vực Đông Nam Bộ và Đồng 
bằng sông Cửu Long có tỉ lệ sử dụng BHYT 
người nghèo thấp nhất và đồng thời cả hai khu 
vực này có xu hướng sử dụng BHYT bắt buộc 
và tự nguyện cao hơn các khu vực khác trong 
cả nước. 
3.4. Kết quả ước lượng 
Các kết quả kiểm định ở Bảng 5 cho thấy 
mô hình không bị đa cộng tuyến (chỉ số VIF 
dao động từ 1,03 đến 3,59) và không có hiện 
tượng phương sai sai số thay đổi (kiểm định 
Breusch-Pagan có giá trị p-value = 0,00). 
Thêm vào đó, kiểm định Hosmer-Lemeshow 
có giá trị (p-value = 0.03) cho kết luận mô 
hình phù hợp với dữ liệu và tỉ lệ dự báo đúng 
của mô hình là 72,85%. 
Hệ số ước lượng của tuổi có giá trị dương 
và có ý nghĩa ở mức 1% cho thấy tuổi càng 
cao thì nhu cầu chăm sóc sức khỏe và quan 
tâm đến chi phí càng cao (khi tuổi tăng thêm 1 
đơn vị thì xác suất sử dụng thẻ BHYT sẽ tăng 
0,56 điểm phần trăm). Kết quả này phù hợp 
với xu hướng sử dụng BHYT theo thời gian 
nhằm tiết kiệm chi phí. 
Tuy vậy, kết quả này trái với kỳ vọng của 
các nhà cung cấp BHYT bởi vì biểu phí 
BHYT cho thấy tuổi và phí bảo hiểm có mối 
tương quan dạng . Trong khi đó, kết quả ước 
lượng cho thấy tuổi và xác suất sử dụng 
BHYT có mối tương quan phi tuyến tính dạng 
 do hệ số ước lượng của tuổi bình phương 
có giá trị âm và có ý nghĩa ở mức 1%. Mặc dù 
vậy, mức tác động biên của tuổi bình phương 
là không đáng kể. 
Hệ số ước lượng của người dân sống ở 
thành thị có giá trị dương với mức ý nghĩa 1% 
và có giá trị tác động biên là 0,03. Như vậy, 
người dân sống ở thành thị có xác suất sử 
dụng BHYT cao hơn người dân ở nông thôn 
là 3,44 điểm phần trăm. Kết quả này phản ánh 
khả năng tiếp cận dịch vụ y tế ở thành thị tốt 
hơn ở nông thôn nên phần trăm số quan sát có 
thẻ BHYT cũng như có sử dụng loại thẻ này 
trong thanh toán khám chữa bệnh cao hơn 
nhóm đối tượng ở nông thôn. Kết quả tương 
tự được chỉ ra bởi Ali (2009) và Kirdruang 
(2011) rằng khoảng cách đến các bệnh viện 
công càng xa thì người dân có xu hướng sử 
dụng các dịch vụ y tế gần xung quanh khu vực 
sinh sống. 
100 Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 
Bảng 6 
Các yếu tố tác động đến việc sử dụng thẻ BHYT 
Hệ số ước lượng 
(  ) 
Sai số chuẩn đã 
điều chỉnh 
(Adj. Error) 
Hiệu ứng biên 
(M.E) 
Tuổi 0,0160*** 0,0025 0,0056 
Tuổi bình phương - 0,0001*** 0,0000 - 0,0000 
Dân tộc - 0,0246 0,0463 - 0,0085 
Thành thị 0,0997*** 0,0302 0,0344 
Giới tính - 0,0054 0,0254 - 0,0019 
Trình độ học vấn 
Tiểu học - 0,0787** 0,0401 - 0,0277 
Trung học cơ sở - 0,0463 0,0447 - 0,0163 
Trung học phổ thông - 0,1111** 0,0509 - 0,0395 
Đại học trở lên 0,0106 0,0669 0,0037 
Thu nhập của hộ 
Thu nhập bình quân 2 - 0,0209 0,0446 - 0,0073 
Thu nhập bình quân 3 - 0,1237*** 0,0464 - 0,0439 
Thu nhập bình quân 4 - 0,0720 0,0470 - 0,0253 
Thu nhập bình quân 5 - 0,1330*** 0,0492 - 0,0471 
Vùng miền 
Đồng bằng sông Hồng - 0,2776*** 0,0419 - 0,1008 
Trung du và miền núi phía Bắc - 0,1033** 0,0485 - 0,0366 
Bắc Trung Bộ và duyên hải miền 
Trung 
 - 0,0933** 0,0372 - 0,0329 
Tây Nguyên - 0,1113** 0,0539 - 0,0397 
Đông Nam Bộ - 0,1596*** 0,0450 - 0,0572 
Loại cơ sở y tế 
Bệnh viện huyện - 0,1784*** 0,0385 - 0,0635 
Bệnh viện cấp cao - 0,5253*** 0,0400 - 0,1932 
Bệnh viện tư - 1,1966*** 0,0415 - 0,4469 
Thầy thuốc truyền thống - 1,3417*** 0,0536 - 0,4971 
Loại hình bảo hiểm 
Bảo hiểm bắt buộc - 0,0860** 0,0470 - 0,0304 
Bảo hiểm tự nguyện - 0,1257*** 0,0324 - 0,0442 
Số lần khám 0,0610*** 0,0089 0,0212 
Hệ số chặn 0,7474 
Số quan sát 12.348 
Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 101 
Hệ số ước lượng 
(  ) 
Sai số chuẩn đã 
điều chỉnh 
(Adj. Error) 
Hiệu ứng biên 
(M.E) 
Wald chi2(27) 1.788,9 
Prob > chi2 0,0000 
Pseudo R2 0,1376 
VIF trung bình 3,48 
Kiểm định Breusch-Pagan p-value = 0,00 
Kiểm định Hosmer-Lemeshow p-value = 0,03 
Tỷ lệ dự đoán đúng của mô hình 72,85% 
Ghi chú: ***,**: hệ số có ý nghĩa ở mức 1%, 5% 
Hệ số ước lượng của mức thu nhập bình 
quân (mức 3 và mức 5) có mối tương quan 
nghịch với xác suất sử dụng BHYT và có ý 
nghĩa ở mức 1%. Kết quả chỉ ra rằng thu nhập 
của của người dân ở mức càng cao thì tỉ lệ sử 
dụng BHYT càng thấp hơn so với nhóm thu 
nhập thấp (mức 1). Kết quả này tương đồng 
với nghiên cứu của Sepehri et al. (2009) với 
kết luận rằng khi thu nhập càng thấp thì người 
dân càng có xu hướng dùng thẻ BHYT để 
giảm chi phí phát sinh trong quá trình khám 
chữa bệnh và người có trình độ học vấn cao 
có xu hướng không sử dụng BHYT trong quá 
trình khám chữa bệnh. Hệ số ước lượng của 
trình độ học vấn cho kết quả không nhất quán 
giữa các bậc. Tương tự, khi đối tượng có trình 
độ học vấn (tiểu học, trung học phổ thông) thì 
tỉ lệ sử dụng BHYT không cao hơn nhóm đối 
tượng không có bằng cấp. 
Hệ số ước lượng của yếu tố vùng miền có 
ý nghĩa và có mối tương quan nghịch với xác 
suất sử dụng BHYT. So với vùng Đồng bằng 
sông Cửu Long (ĐBSCL), xác suất sử dụng 
thẻ giảm xấp xỉ 4 điểm phần trăm đối với 3 
khu vực: Trung du và miền núi phía Bắc, Bắc 
Trung Bộ và Duyên hải miền Trung và Tây 
Nguyên. Trong khi đó, xác suất sử dụng 
BHYT tại Đông Nam Bộ giảm 5,72 điểm 
phần trăm và 10,08 điểm phần trăm đối với 
khu vực Đồng bằng sông Hồng. Kết quả cho 
thấy có sự khác biệt trong xu hướng sử dụng 
BHYT giữa các khu vực, trong đó, khu vực 
ĐBSCL có xác suất sử dụng BHYT cao hơn 
các khu vực khác. 
Hệ số ước lượng của loại cơ sở y tế có 
tương quan nghịch và có ý nghĩa ở mức 1%. 
Lấy trung tâm y tế làm cơ sở so sánh, xác suất 
sử dụng BHYT ở các cơ sở y tế còn lại đều 
thấp hơn so với ở trung tâm y tế. Kết quả này 
phản ánh được thực trạng khám chữa bệnh sử 
dụng BHYT ở tuyến cơ sở của Việt Nam hiện 
nay. Theo đó, đơn vị cung cấp BHYT ràng 
buộc điều kiện khám chữa bệnh ban đầu ở cấp 
cơ sở trước khi chuyển tuyến. Kết quả này 
phần nào phản ánh vấn đề sàng lọc người dân 
tham gia BHYT trong giai đoạn trước khi giao 
dịch được thực hiện. Ràng buộc này có thể 
làm giảm lợi ích của người mua BHYT trong 
khám chữa bệnh đồng thời hạn chế được 
người dân dùng BHYT ở các tuyến trên và 
khám chữa bệnh vượt tuyến. 
Hệ số ước lượng của loại hình bảo hiểm 
có tương quan nghịch và có ý nghĩa trong mô 
hình. Lấy loại hình bảo hiểm cho người nghèo 
làm cơ sở so sánh, BHYT dành cho người 
nghèo bao gồm các loại bảo hiểm cho trẻ em 
và những người thuộc đối tượng nghèo, cận 
nghèo, diện chính sách có xác suất sử dụng 
BHYT nhiều hơn các đối tượng khác để nhằm 
giảm bớt gánh nặng trong chi phí khám chữa 
bệnh. Kết quả này tương đồng với các kết quả 
của Sepehri và cộng sự (2009) và Kirdruang 
102 Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 
(2011) và phù hợp với kỳ vọng của chính sách 
BHYT của Việt Nam. 
Sử dụng số lần khám bệnh để chỉ tình 
trạng bệnh của người dân có BHYT, kết quả 
cho thấy số lần khám tăng 1 đơn vị làm cho 
xác suất sử dụng thẻ BHYT tăng lên 2,12 
điểm phần trăm. Kết quả này được cho là phù 
hợp với hành vi sử dụng BHYT tại Việt Nam 
và trên thế giới. Kirdruang (2011) chỉ ra rằng 
những người có bệnh nặng mãn tính ở các 
nước đang phát triển thường tận dụng tối đa 
BHYT để giảm bớt chi phí. 
4. Kết luận và khuyến nghị 
Kết quả phân tích cho thấy tỉ lệ ¾ người 
dân ở Việt Nam hiện đang có BHYT. Tuy 
nhiên, chỉ khoảng 70% người dân có sử dụng 
BHYT trong khám chữa bệnh. Trong đó, 
người nghèo chủ yếu sử dụng BHYT ở các cơ 
sở khám chữa bệnh ở tuyến cơ sở (trung tâm y 
tế, bệnh viện huyện). Trong khi thu nhập của 
người dân tăng làm tăng khả năng chi tiêu cho 
y tế, làm giảm nhu cầu BHYT cho người 
nghèo trong khi nhu cầu BHYT tự nguyện và 
bắt buộc gia tăng. Theo thống kê, các cá nhân 
có xu hướng sử dụng BHYT tại các cơ sở y tế 
cấp thấp nhưng lại chi cho khám chữa bệnh 
nhiều hơn (gần 10 lần) tại bệnh viện cấp cao. 
Kết quả phân tích chỉ rằng quyết định sử 
dụng BHYT khám chữa bệnh của người dân 
phụ thuộc vào các yếu tố: thu nhập, sống ở 
thành thị, trình độ học vấn, tuổi, và số lần 
khám bệnh trong năm. Trong khi đó, dân tộc 
và giới tính không có ý nghĩa thống kê. Nói 
cách khác, không có sự khác biệt trong việc 
sử dụng BHYT giữa người Kinh và các dân 
tộc khác, giữa nam và nữ. 
Một số khuyến nghị nhằm hướng đến 
mục tiêu gia tăng tỉ lệ tham gia BHYT và sử 
dụng BHYT đúng theo hợp đồng bảo hiểm 
cho người dân bao gồm: (i) nâng cao vai trò 
của Chính Phủ và cơ quan quản lý nhà nước 
về phía cung BHYT trong lộ trình nâng cao 
chất lượng cơ sở vật chất, đội ngũ cán bộ y tế 
tại các cơ sở y tế cấp thấp; ban hành chính 
sách đãi ngộ cán bộ y tế khi công tác tại các 
địa phương vùng sâu vùng xa, tại các cơ sở y 
tế cấp huyện, xã và đẩy mạnh việc triển khai 
thi hành luật BHYT tại các địa phương; và (ii) 
Chính phủ nên ban hành cơ chế khuyến khích 
và hỗ trợ các doanh nghiệp đa dạng hóa sản 
phẩm BHYT nhằm đáp ứng nhu cầu bảo hiểm 
đa dạng của các tổ chức và cá nhân; tiến đến 
đa dạng hóa và chuyên nghiệp hóa các kênh 
phân phối BHYT, (iii) tỉ lệ tham gia và sử 
dụng BHYT phụ thuộc vào nguồn cung 
BHYT và thông tin trên thị trường, do vậy 
chúng ta cần xây dựng cầu nối hiệu quả giữa 
các đơn vị cung cấp BHYT và người dân 
thông qua cơ chế minh bạch và đơn giản hóa 
thông tin; tăng cường ứng dụng công nghệ 
thông tin trong quản lý, giám sát và phát triển 
các sản phẩm BHYT; tiến đến cung cấp 
BHYT trực tuyến và đăng ký khám chữa bệnh 
sử dụng BHYT bằng hình thức trực tuyến 
Tài liệu tham khảo 
Ali, S. I. (2009). Measuring the impact of Voluntary Health Insurance on out of pocket costs and 
socioeconomic-related inequality: methodological challenges and potential solutions with 
an application to Vietnam (Doctoral dissertation, University of York). 
Abimbola, S., Ukwaja, K. N., Onyedum, C. C., Joel Negin, J., Jan, S., and Martiniuk, A. L.C., 
(2015). Transaction costs of access to health care: Implications of the care-seeking 
pathways of tuberculosis for health system governance in Nigeria. Global Puplic Health, 
10(9), 1060-1077. 
Arrow, K. J. (1963). Uncertainty and the Welfare Economics of Medical Care. American 
Economic Review, 53(5), 941-973. 
Phan Đình Khôi và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(1), 92-103 103 
Besley, T., Hall, J., & Preston, I. (1999). The demand for private health insurance: do waiting 
lists matter?. Journal of public economics, 72(2), 155-181. 
Chaudhuri, A., & Roy, K. (2008). Changes in out-of-pocket payments for healthcare in Vietnam 
and its impact on equity in payments, 1992–2002. Health Policy, 88(1), 38-48. 
Cong, N. T., & Mai, N. T. T. (2014). Service Quality and its Impact on Patient Satisfaction: An 
Investigation in Vietnamese Public Hospitals. Journal of Emerging Economies and Islamic 
Research (JEEIR), 2(1). 
Ensor, T. (1995). Introducing health insurance in Vietnam. Health Policy and Planning, 10(2), 
154-163. 
Huynh, T., & Pretorius, R. (2009). Vietnamese medical education and development of family 
medicine in Vietnam (No 052009). VMGUS Publication. 
Kirdruang, P. (2011). Essays in Economics of Public Health Insurance in Developing Countries: 
Evidence from Thailand and Vietnam (Doctoral dissertation, University of Minnesota). 
Lê Quang Cường (2008). Chăm sóc sức khỏe và thị trường y tế. Viện chiến lược và chính sách 
kinh tế. [online] Available at: <
THi-TRuoNG-y-Te-t67-1070.html>.[Ngày truy cập: 28 tháng 12 năm 2015] 
Nguyen, H. (2011). The principal-agent problems in health care: evidence from prescribing 
patterns of private providers in Vietnam. Health policy and planning, 26 (suppl 1), i53-i62. 
Nguyễn Thị Minh và Hoàng Bích Phương (2012). Rủi ro đạo đức trong BHYT tự nguyện và 
nhân khẩu học tại Việt Nam giai đoạn 2008 - 2010. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 179, 
58-63. 
Nguyễn Văn Phúc và Cao Việt Cường (2014). Thông tin bất cân xứng, lựa chọn ngược và rủi ro 
đạo đức: Nghiên cứu trường hợp mua và sử dụng thẻ BHYT tự nguyện trên địa bàn thành 
phố Hồ Chí Minh. Tạp chí Kinh tế và Phát triển. Số 208, tháng 10/2014, trang 9-16. 
Papke, L. E., & Wooldridge, J. (1993). Econometric methods for fractional response variables 
with an application to 401 (k) plan participation rates. Journal of Applied Econometrics, 
11, 619-632. 
Propper, C., Rees, H., & Green, K. (2001). The demand for private medical insurance in the UK: 
a cohort analysis. The Economic Journal, 111(471), 180-200. 
Sepehri, A., Sarma, S., & Serieux, J. (2009). Who is giving up the free lunch? The insured 
patients’ decision to access health insurance benefits and its determinants: Evidence from a 
low-income country. Health Policy, 92(2), 250-258. 
Sepehri, A. (2013). How much do I save if I use my health insurance card when seeking 
outpatient care? Evidence from a low-income country. Health policy and planning, 29(2), 
246-256. 
Wagstaff, A., & Lindelow, M. (2008). Can insurance increase financial risk?: The curious case 
of health insurance in China. Journal of health economics, 27(4), 990-1005.