Tác động của đô thị hóa đến hành vi sử dịch vụ y tế: Phân tích thực chứng và gợi ý chính sách tại Việt Nam

Phùng Nguyễn Thu Hằng

Khoa Công Nghệ Thông Tin, Trường Đại Học Hà Nội,

Email: mhangnpt@hanu.edu.vn

Hải Lê

Khoa Kinh doanh, Chương trình Liên kết Swinburne Việt Nam, Trường Đại học FPT

Tóm tắt

Dựa trên dữ liệu bảng từ khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam (VHLSS), áp dụng mô hình hồi quy hiệu ứng cố định, nghiên cứu phân tích những thay đổi trong mức độ dân số đô thị giữa các tỉnh ảnh hưởng đến số lượt khám ngoại trú của các cá nhân. Kết quả chỉ ra rằng đô thị hóa có mối liên hệ dương và có ý nghĩa thống kê với việc sử dụng dịch vụ ngoại trú, và mối quan hệ này vẫn ổn định khi sử dụng hai phép đo thay thế của đô thị hóa. Phân tích sâu hơn xác định hai cơ chế hợp lý thông qua đó đô thị hóa làm tăng việc sử dụng dịch vụ y tế: nhu cầu chăm sóc sức khỏe và khả năng chi trả được cải thiện. Kết quả nghiên cứu cho thấy vai trò của phát triển đô thị hóa nhanh trong định hình nhu cầu đối với dịch vụ y tế tại Việt Nam.

Từ khóa: Dịch vụ y tế, đô thị hóa, nhập viện, Việt Nam.

Summary

Based on data from the Vietnam Household Living Standards Survey (VHLSS) and using a fixed effects regression model, the study analyzes how changes in the urban population across provinces affect the number of outpatient visits by individuals. The findings show that urbanization is positively and significantly related to outpatient service use. This relationship remains consistent even when using two alternative measures of urbanization. Further analysis identifies two plausible mechanisms through which urbanization increases healthcare utilization, including improved demand for healthcare services and enhanced affordability. The study highlights the important role of rapid urban development in shaping healthcare needs in Vietnam.

Keywords: Health services, urbanization, hospitalization, Vietnam

ĐẶT VẤN ĐỀ

Đô thị hóa toàn cầu đang diễn ra nhanh chóng, chủ yếu nhờ công nghiệp hóa và tiến bộ công nghệ (Gollin và cộng sự, 2016; Nguyen-Phung & Le, 2024; Zheng & Walsh, 2019). Đây là xu thế tất yếu trong phát triển xã hội hiện đại, góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, đổi mới và nâng cao năng suất (Wang & Xu, 2023; Zhu và cộng sự, 2022). Mặc dù đại dịch COVID-19 từng làm gián đoạn dòng di cư lên đô thị, xu hướng tập trung dân số tại các khu vực thành thị vẫn được dự báo sẽ tiếp tục. Tỷ lệ dân số đô thị toàn cầu được dự đoán tăng từ 56% (năm 2021) lên 68% vào năm 2050, tương đương 2,2 tỷ người. Châu Phi và châu Á sẽ là hai khu vực đô thị hóa mạnh nhất. Quá trình đô thị hóa dẫn đến sự chuyển đổi toàn diện về lối sống, với những tác động đa chiều đến sức khỏe cộng đồng. Mặt tích cực là khả năng tiếp cận hạ tầng và dịch vụ y tế được cải thiện (Nguyen-Phung & Le, 2024). Tuy nhiên, môi trường thành thị cũng đi kèm nhiều rủi ro sức khỏe, như ô nhiễm, lối sống ít vận động (Van de Poel et al., 2012), và gia tăng bệnh lý mãn tính, bệnh truyền nhiễm cũng như vấn đề sức khỏe tâm thần (Zhang et al., 2023; Zhang et al., 2022). Đồng thời, sự cải thiện của hệ thống chăm sóc ban đầu tại đô thị có thể giúp giảm thiểu những ca nhập viện có thể phòng tránh được (Chen et al., 2022). Do đó, tác động của đô thị hóa đến hành vi sử dụng dịch vụ y tế là vấn đề phức tạp, phụ thuộc vào bối cảnh cụ thể.

Tại Việt Nam, tỷ lệ dân số đô thị đã tăng từ khoảng 20% năm 1990 lên hơn 38% vào năm 2021 (United Nations, 2019). Quá trình này được thúc đẩy bởi công nghiệp hóa, di cư nông thôn – đô thị và các chính sách phát triển chủ động của nhà nước. Bên cạnh các đô thị lớn như Hà Nội và Thành phố Hồ Chí Minh, các đô thị nhỏ cũng ghi nhận sự phát triển mạnh nhờ vào mở cửa thương mại, đầu tư nước ngoài và tăng trưởng ngành dịch vụ. Tuy vậy, quá trình này cũng kéo theo các vấn đề như ô nhiễm môi trường và bất bình đẳng không gian, đặc biệt ảnh hưởng đến người lao động kỹ năng thấp. Chính sách của nhà nước đóng vai trò then chốt trong việc định hướng và quản lý quá trình đô thị hóa. Các cải cách kinh tế được khởi xướng từ thời kỳ “Đổi Mới” cuối thập niên 1980 đã giúp ổn định kinh tế vĩ mô và thúc đẩy dòng di cư đến các đô thị nhằm tìm kiếm sinh kế tốt hơn. Kể từ đó, Chính phủ Việt Nam đã ban hành một loạt các khung chiến lược nhằm định hướng phát triển đô thị một cách bền vững. Với những ảnh hưởng sâu rộng của đô thị hóa đến điều kiện sống và hành vi sức khỏe của người dân, việc nghiên cứu mối liên hệ giữa đô thị hóa và hành vi sử dụng dịch vụ y tế là hết sức cần thiết. Nghiên cứu này mang ý nghĩa thực tiễn trong việc xây dựng chính sách đô thị và y tế tại Việt Nam. Khi quá trình đô thị hóa tiến triển, những thay đổi về môi trường sống, lối sống và khả năng tiếp cận dịch vụ y tế có thể góp phần làm tăng tỷ lệ sử dụng dịch vụ y tế.

MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dựa trên dữ liệu điều tra hộ gia đình tại Việt Nam giai đoạn 2012-2018, chúng tôi rút ra một số kết quả chính sau: Thứ nhất, đô thị hóa có mối liên hệ đáng kể với sự gia tăng số lượt khám ngoại trú. Thứ hai, chúng tôi phát hiện hiệu ứng quan sát được vận hành thông qua hai cơ chế chính: gia tăng rủi ro sức khỏe liên quan đến môi trường đô thị (cơ chế “đẩy từ phía cầu”) và tăng thu nhập hộ gia đình giúp nâng cao khả năng tiếp cận dịch vụ y tế (cơ chế “tăng khả năng chi trả từ phía cung”).

Mô hình ước lượng

Để phần tích tác động của đô thị hóa đến hành vi sử dụng y tế, chúng tôi sử dụng mô hình kinh tế lượng sau:

Yipt = α₀ + α₁ Urbpt + α₂′X + μᵢ + μₜ + εipt (1)

Trong đó, Yipt biểu thị số lượt khám ngoại trú của cá nhân i tại tỉnh p trong năm t. Biến Urbpt là đại diện cho mức độ đô thị hóa, được đo bằng hai cách: (1) tỷ lệ dân số đô thị trên tổng dân số của tỉnh p trong năm t ; và (2) logarit dân số đô thị trung bình theo tỉnh. Mô hình kiểm soát các biến như: (1) đặc điểm của chủ hộ, bao gồm tuổi, giới tính và trình độ học vấn; (2) đặc điểm hộ gia đình, bao gồm tổng giá trị tài sản, quy mô hộ, tỷ lệ người phụ thuộc và khu vực cư trú (nông thôn/thành thị); (3) các đặc điểm ở cấp tỉnh như thu ngân sách địa phương. Các tham số α₀, α₁ và α₂ là các hệ số chưa biết. μᵢ hiệu ứng cố định cá nhân, μᵢ là xu hướng theo thời gian ở cấp tỉnh, và εipt là sai số ngẫu nhiên.

Phương pháp nghiên cứu

Để đánh giá độ tin cậy của các ước lượng hiệu ứng cố định đối với khả năng tồn tại sai lệch do biến bị bỏ sót, chúng tôi áp dụng phương pháp của Oster (2019). Phương pháp này ước lượng ảnh hưởng của các yếu tố gây nhiễu không quan sát được bằng cách đánh giá độ ổn định của hệ số tác động dưới một tập hợp các giả định hợp lý. Cụ thể, hiệu ứng đã điều chỉnh sai lệch sẽ nằm trong khoảng từ β~​ (hệ số từ hồi quy có kiểm soát) đến β* (giá trị giả định trong trường hợp tồn tại biến không quan sát được).

Phương pháp này yêu cầu hai tham số chính. Đầu tiên, đo lường cường độ tương đối của lựa chọn trên các biến quan sát được so với các biến không quan sát được. Thứ hai, Rmax​​ là giá trị R2 tối đa có thể đạt được từ một mô hình hồi quy bao gồm cả các biến quan sát được và không quan sát được. Theo đề xuất của Oster (2019), chúng tôi thiết lập ban đầu =1, nghĩa là lựa chọn trên biến quan sát được và không quan sát được là tương đương nhau. Đối với Rmax​, chúng tôi áp dụng quy tắc: Rmax​​= min {1.3R~,1}, trong đó R~ là R2 từ mô hình có kiểm soát. Quy tắc này dựa trên bằng chứng thực nghiệm từ các thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng được công bố trong các tạp chí kinh tế hàng đầu giai đoạn 2008-2013.

Chúng tôi coi kết quả là đáng tin cậy nếu khoảng xác định không bao gồm giá trị 0. Ngoài ra, chúng tôi cũng sử dụng khung phân tích này để ước lượng giá trị của . Nếu >1, điều đó cho thấy các biến quan sát được có sức mạnh giải thích lớn hơn các yếu tố không quan sát được, từ đó củng cố độ tin cậy của ước lượng hiệu ứng.

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ Bảng Khảo sát Mức sống Hộ gia đình Việt Nam (VHLSS) trong các năm 2012, 2014, 2016 và 2018.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kết quả chính

Kết quả hồi quy với hiệu ứng cố định trong Bảng 1 cho thấy mối quan hệ dương và có ý nghĩa thống kê giữa đô thị hóa và số lượt khám ngoại trú, khi sử dụng hai cách đo lường đô thị hóa khác nhau. Khi đô thị hóa được đo bằng tỷ lệ dân số đô thị (tức là tỷ lệ dân số sống ở khu vực đô thị trong một tỉnh), hệ số ước lượng là 0,060 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này có nghĩa là khi tỷ lệ dân số đô thị tăng thêm 1 điểm phần trăm thì số lượt khám ngoại trú tăng khoảng 6%. Khi sử dụng logarit tự nhiên của dân số đô thị làm biến thay thế, hệ số là 2,401 và cũng có ý nghĩa ở mức 1%. Kết quả này cho thấy rằng nếu dân số đô thị (theo số lượng tuyệt đối) tăng 1%, thì số lượt khám ngoại trú sẽ tăng khoảng 2,4% trong mô hình logarit tuyến tính. Những phát hiện này cho thấy rằng mối liên hệ tích cực giữa đô thị hóa và việc sử dụng dịch vụ y tế ngoại trú là nhất quán và ổn định dưới các cách đo lường đô thị hóa khác nhau.

Bảng 1: Kết quả hồi quy với hiệu ứng cố định

Ghi chú: Sai số chuẩn được điều chỉnh nằm trong ngoặc đơn. *** p

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Bảng 2 trình bày kết quả phân tích độ nhạy theo phương pháp Oster (2019), nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của sai lệch do biến bị bỏ sót đối với mối liên hệ giữa đô thị hóa và số lượt khám ngoại trú. Phương pháp này so sánh mức độ lựa chọn trên các biến quan sát được với các biến không quan sát được để kiểm tra độ ổn định của ước lượng. Với mô hình sử dụng tỷ lệ đô thị hóa tương đối, giá trị d đạt 9,545, vượt xa ngưỡng chuẩn 1, cho thấy các biến không quan sát được sẽ phải có ảnh hưởng mạnh gấp hơn 9 lần so với các biến quan sát được mới có thể triệt tiêu hiệu ứng ước lượng. Khoảng ước lượng điều chỉnh là [0,064, 0,060], không bao gồm 0, khẳng định kết quả có ý nghĩa thống kê. Tương tự, với logarit dân số đô thị, d là 5,886 và khoảng ước lượng là [1,947, 2,401], cũng loại trừ giá trị 0. Tổng thể, kết quả độ nhạy theo Oster xác nhận tính vững chắc của mối liên hệ dương giữa đô thị hóa và khám ngoại trú, ngay cả khi giả định có sai lệch do biến thiếu.

Bảng 2: Kết quả theo OSTER (2019)

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Các cơ chế tác động tiềm năng

Bảng 3 cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho hai cơ chế mà qua đó đô thị hóa có thể làm gia tăng số lượt khám ngoại trú.

Thứ nhất, cơ chế từ phía cầu: đô thị hóa làm tăng tiếp xúc với các rủi ro sức khỏe như ô nhiễm, tắc nghẽn và thay đổi lối sống, từ đó thúc đẩy nhu cầu sử dụng dịch vụ y tế.

Thứ hai, cơ chế từ phía cung: đô thị hóa cải thiện điều kiện kinh tế của hộ gia đình, giúp việc tiếp cận và chi trả dịch vụ y tế trở nên dễ dàng hơn, ngay cả với các vấn đề sức khỏe nhẹ hoặc có thể phòng ngừa.

Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ dân số đô thị tăng một đơn vị tương ứng với mức tăng 55.420 đơn vị trong chi tiêu y tế hộ gia đình và 360.876 đơn vị trong thu nhập hộ, đều có ý nghĩa thống kê. Khi sử dụng logarit dân số đô thị làm biến thay thế, các hệ số thậm chí còn lớn hơn, củng cố mối liên hệ dương giữa đô thị hóa, mức sử dụng dịch vụ y tế và năng lực chi trả. Những phát hiện này hỗ trợ vững chắc cho cả hai cơ chế: gia tăng nhu cầu và tăng cường khả năng chi trả.

Bảng 3: Các cơ chế tác động

Ghi chú: Sai số chuẩn điều chỉnh nằm trong ngoặc đơn.*** p

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa đô thị hóa và việc sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe ngoại trú tại Việt Nam. Sử dụng dữ liệu bảng ở cấp độ cá nhân từ VHLSS và phương pháp ước lượng hiệu ứng cố định, chúng tôi phát hiện rằng quá trình đô thị hóa gia tăng có liên quan đến việc gia tăng số lượt khám ngoại trú. Mối quan hệ này vẫn ổn định khi sử dụng hai cách đo lường đô thị hóa khác nhau và được xác nhận thông qua phân tích độ nhạy điều chỉnh sai lệch theo phương pháp của Oster (2019). Phân tích sâu hơn cho thấy hiệu ứng quan sát được vận hành thông qua hai cơ chế chính: rủi ro sức khỏe gia tăng liên quan đến môi trường đô thị (tác động từ phía cầu), thu nhập hộ gia đình được cải thiện giúp tăng khả năng tiếp cận dịch vụ chăm sóc sức khỏe (tác động từ phía cung). Những phát hiện này cho thấy đô thị hóa ảnh hưởng đa chiều đến nhu cầu y tế trong bối cảnh nền kinh tế đang chuyển đổi.

Kết quả nghiên cứu đưa ra một số hàm ý quan trọng cho công tác hoạch định chính sách, cụ thể:

Một là, khi dân số đô thị tiếp tục gia tăng, hệ thống y tế Việt Nam cần thích ứng với nhu cầu ngày càng lớn đối với dịch vụ chăm sóc ngoại trú, đặc biệt tại các khu vực thành thị và vùng ven đô thị.

Hai là, các nhà hoạch định chính sách nên ưu tiên mở rộng cơ sở hạ tầng y tế ban đầu và tích hợp các dịch vụ ngoại trú ở cấp cộng đồng.

Ba là, cần chú trọng cải thiện khả năng tiếp cận dịch vụ y tế cho các nhóm dân cư thu nhập thấp và dễ bị tổn thương tại đô thị, chẳng hạn như lao động nhập cư thông qua việc mở rộng độ bao phủ bảo hiểm, loại bỏ rào cản tài chính, và bảo đảm phân bổ công bằng nguồn lực y tế.

Cuối cùng, do quá trình đô thị hóa cũng làm tăng mức độ phơi nhiễm với các rủi ro sức khỏe, các chính sách quy hoạch đô thị và y tế công cộng cần được đồng bộ hóa nhằm giảm thiểu các yếu tố môi trường và lối sống có thể làm gia tăng nhu cầu khám chữa bệnh. Một cách tiếp cận phối hợp liên ngành sẽ là yếu tố then chốt để quản lý hiệu quả các tác động sức khỏe trong quá trình chuyển đổi đô thị đang diễn ra tại Việt Nam.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Chen, S., Fu, H., & Jian, W. (2022). Trends in avoidable hospitalizations in a developed City in eastern China: 2015 to 2018, BMC Health Services Research, 22(1), 856.

2. Gollin, D., Jedwab, R., & Vollrath, D. (2016). Urbanization with and without industrialization, Journal of Economic Growth, 21, 35–70.

3. Li, J., Shi, L., Liang, H., Ding, G., & Xu, L. (2018). Urban-rural disparities in health care utilization among Chinese adults from 1993 to 2011, BMC Health Services Research, 18, 1–9.

4. Miao, J., & Wu, X. (2016). Urbanization, socioeconomic status and health disparity in China, Health & Place, 42, 87-95.

5. Nguyen-Phung, H. T., & Le, H. (2024). Urbanization and health expenditure: An empirical investigation from households in Vietnam, Economies, 12(6), 153.

6. Shen, L., Ren, Y., Xiong, N., Li, H., & Chen, Y. (2018). Why small towns can not share the benefits of urbanization in China?, Journal of Cleaner Production, 174, 728–738.

7. Son, J. Y., Kim, H., & Bell, M. L. (2015). Does urban land-use increase risk of asthma symptoms?, Environmental Research, 142, 309-318.

8. United Nations, Department of Economic and Social Affairs, Population Division. (2019). World Urbanization Prospects: The 2018 Revision (ST/ESA/SER.A/420), https://population.un.org/wup/assets/WUP2018-Report.pdf

9. Van de Poel, E., O'Donnell, O., & Van Doorslaer, E. (2012). Is there a health penalty of China's rapid urbanization? Health Economics, 21(4), 367–385.

10. Wang, J., & Xu, Z. (2023). Analysis of the effect of heterogeneous human capital on new urbanization in China, Economic Research-Ekonomska Istraživanja, 36(2).

11. Wang, X., Chen, J., Burström, B., & Burström, K. (2019). Exploring pathways to outpatients’ satisfaction with health care in Chinese public hospitals in urban and rural areas using patient-reported experiences, International Journal for Equity in Health, 18, 1–13.

12. Zhang, Z., Zhang, G., & Su, B. (2022). The spatial impacts of air pollution and socio-economic status on public health: Empirical evidence from China, Socio-Economic Planning Sciences, 83, 101167.

13. Zhang, Z., Zhao, M., Zhang, Y., & Feng, Y. (2023). How does urbanization affect public health? New evidence from 175 countries worldwide, Frontiers in Public Health, 10, 1096964.

14. Zheng, W., & Walsh, P. P. (2019). Economic growth, urbanization and energy consumption-A provincial level analysis of China, Energy Economics, 80, 153–162.

15. Zhu, E., Qi, Q., Chen, L., & Wu, X. (2022). The spatial-temporal patterns and multiple driving mechanisms of carbon emissions in the process of urbanization: A case study in Zhejiang, China, Journal of Cleaner Production, 358, 131954.