BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT ------------- HOÀNG THỊ CHINH THON TÁC ĐỘNG CỦA Ô NHIỄM TẠI CÁC LÀNG XÃ ĐẾN TÌNH TRẠNG KHÁM CHỮA BỆNH Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG TP. Hồ Chí Minh – Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT ------------- HOÀNG THỊ CHINH THON TÁC ĐỘNG CỦA Ô NHIỄM TẠI CÁC LÀNG XÃ ĐẾN TÌNH TRẠNG KHÁM CHỮA BỆNH Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG Chuyên ngành: Chính sách công Mã số: 60340402 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. LÊ VIỆT PHÚ TP. Hồ Chí Minh – Năm 2015 -i- LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn hoàn toàn thực hiện. Các đoạn trích dẫn số liệu sử dụng luận văn dẫn nguồn có độ xác cao phạm vi hiểu biết tôi. Luận văn sản phẩm tác giả không phản ánh quan điểm trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh hay Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright. Học viên Hoàng Thị Chinh Thon -ii- LỜI CẢM ƠN Tôi xin bày tỏ lòng biết ơn chân thành cảm kích sâu sắc đến quý Thầy Cô Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright hướng dẫn tận tình khích lệ trình học tập, nghiên cứu hoàn thành luận văn này. Trong trình chọn đề tài nghiên cứu, nhận góp ý chân thành ý tưởng PGS.TS. Giang Thanh Long (Viện trưởng Viện Chính sách công, trường Đại học Kinh tế Quốc dân). Tôi nhận giúp đỡ lớn lao TS. Nguyễn Việt Cường (giảng viên Viện Chính sách công, trường Đại học Kinh tế Quốc dân) PGS.TS. Nguyễn Thị Minh (Trưởng khoa Toán Kinh tế, trường Đại học Kinh tế Quốc dân) trình tập hợp số liệu cho luận văn. Tôi bày tỏ lòng biết ơn chân thành đến thầy Giang Thanh Long, thầy Nguyễn Việt Cường cô Nguyễn Thị Minh. Đặc biệt, gửi lời cảm ơn sâu sắc đến TS. Lê Việt Phú (giảng viên Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulright, trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh) người hướng dẫn khoa học cho trình hoàn thành luận văn. -iii- TÓM TẮT Nghiên cứu xem xét tác động nguồn chất thải đến tình trạng khám chữa bệnh hộ gia đình Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích định lượng với hai liệu VHLSS 2010 VHLSS 2012 ba mô hình hồi quy. Mô hình Logit với biến phụ thuộc xác suất khám chữa bệnh. Mô hình thứ hai mô hình Poisson cho số lần khám chữa bệnh. Mô hình thứ ba mô hình hồi quy (log-log) chi phí cho lần khám chữa bệnh. Kết mô hình ảnh hưởng lớn chất thải làng nghề đến xác suất khám chữa bệnh số lần khám chữa bệnh hộ gia đình (gọi tắt hộ). Bên cạnh đó, tỷ lệ chất đốt than phụ phẩm nông nghiệp tác động đến xác suất khám chữa bệnh mức tác động nhỏ. Từ kết mô hình hồi quy, nghiên cứu ước tính chi phí ngoại tác chất thải làng nghề bị xã bừa bãi môi trường. Con số ước tính chi phí ngoại tác chất thải làng nghề với xã 1,4 tỷ đồng/xã/năm. Đây chi phí khám chữa bệnh tăng thêm xã phơi nhiễm với chất thải làng nghề. Nếu phủ buông lỏng vấn đề xử lý thu gom rác thải phát triển làng nghề gây chi phí cho xã hội tương lai. Đó chi phí xây thêm sở khám chữa bệnh mới, nâng cấp sở khám chữa bệnh tại, đào tạo đội ngũ nhân viên ngành y tế để đáp ứng cầu khám chữa bệnh tăng thêm số xã có làng nghề xả thải bừa bãi tăng lên. Nghiên cứu xác định nhóm hộ có trẻ em người già hộ gánh chịu nhiều chi phí ngoại tác làng nghề xả thải bừa bãi. Vì nhóm tuổi chịu tác động mạnh phơi nhiễm với chất thải làng nghề. Từ kết ước tính trên, nghiên cứu đề số sách làm giảm chi phí ngoại tác chất thải làng nghề. Thứ nhất, nghiên cứu ủng hộ khoản trợ cấp liên quan đến y tế giảm mức đồng chi trả bảo hiểm cho người già trẻ em bị bệnh phơi nhiễm với chất thải làng nghề. Thứ hai, đánh giá rủi ro sức khỏe để xác định mức phí trường hợp không phơi nhiễm với chất thải làng nghề giúp cho bảo hiểm toàn dân nhanh chóng thực hóa. Thứ ba, mức phí môi trường (không phụ thuộc vào sản lượng) cần áp lên hộ sản xuất thủ công làng nghề . Quỹ thu từ phí dùng để chi trả cho người gánh chịu ngoại tác giải vấn đề môi trường chất thải làng nghề gây ra. Ngoài ra, chi phí ngoại tác chất thải làng nghề cần nghiên cứu đánh giá nghiêm túc thiết kế chương trình phát triển làng nghề thời gian tới. -iv- Cuối cùng, nghiên cứu số hạn chế liên quan đến biến đại diện vấn đề nội sinh biến thu nhập. Tuy nhiên, nghiên cứu kỳ vọng vấn đề nội sinh không ảnh hưởng nhiều đến kết mô hình ô nhiễm môi trường xuất chất thải công nghiệp, chất thải làng nghề dư chất sản xuất nông nghiệp dẫn đến thiệt hại sức khỏe người dân tăng chi phí xã hội. Các nghiên cứu chủ đề nên ý khắc phục hạn chế nghiên cứu. Từ khóa: chất thải làng nghề, khám chữa bệnh, ô nhiễm môi trường, mô hình Poisson, mô hình Logit -v- MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN . i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT iii DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT vii CÁC KHÁI NIỆM . viii DANH MỤC BẢNG x DANH MỤC HÌNH VÀ HỘP .xii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1. Bối cảnh sách . 1.2. Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3. Phương pháp nghiên cứu . 1.4. Giới hạn phạm vi nghiên cứu luận văn 1.5. Kết cấu luận văn . CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1. Ô nhiễm môi trường 2.2. Tác động chất thải tới sức khỏe người dân 2.3. Chi phí bệnh tật . 2.4. Chi phí xã hội chất thải . 2.5. Các nghiên cứu ảnh hưởng chất thải đến sức khỏe 2.6. Nhân tố tác động đến cầu 12 2.7. Tổng quan nghiên cứu tình trạng khám chữa bệnh 12 CHƯƠNG 3: MÔ HÌNH ƯỚC LƯỢNG . 15 3.1. Mô hình ước lượng 15 3.2. Dữ liệu . 17 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ HỒI QUY VÀ THẢO LUẬN . 23 4.1. Kết hồi quy . 23 4.2. Ước tính chi phí ngoại tác . 28 4.3. Dự báo nhu cầu khám chữa bệnh 29 4.4. Phân bổ chi phí ngoại tác 31 4.5. Chính sách với sở sản xuất xả thải . 32 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH . 35 5.1. Kết luận hàm ý sách 35 -vi- 5.2. Hạn chế đề tài . 36 TÀI LIỆU THAM KHẢO . 37 Tiếng Việt . 37 Tiếng Anh . 39 PHỤ LỤC . 43 Phụ lục 1: Chất thải nguy hiểm 43 Phụ lục 2: Tổng quan nghiên cứu . 47 Phụ lục 3: Giới thiệu mô hình Poisson . 50 Phụ lục 4: Giới thiệu odds ratio IRR 51 Phụ lục 5: Biến giải thích mô hình tổng quát 55 Phụ lục 6: Một số thống kê liệu VHLSS 2006, 2008, 2010, 2012 60 Phụ lục 7: Đặc trưng ô nhiễm số loại hình làng nghề 73 Phụ lục 8: Xác định dạng hàm mô hình chi phí phương pháp đồ thị 74 Phụ lục 9: Lựa chọn mô hình . 78 Phụ lục 10: Ước tính chi phí khám chữa bệnh . 104 -vii- DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT Từ viết tắt Tên tiếng Việt Tên tiếng Anh AIC Akaike Information Criterion BIC Bayesian Information Criterion DRF Hàm liều lượng phản ứng Dose-Response Function DWL Tổn thất phúc lợi xã hội Deadweight Loss DNA Nguyên liệu di truyền người Deoxyribonucleic Acid IPA Phương pháp đánh giá tác động Impact Pathway Approach MPC Chi phí biên cá nhân Marginal Private Cost MSC Chi phí biên xã hội OR Tỷ lệ chênh Odds Ratio IRR Tỷ số tốc độ mắc bệnh Incidence Rate Ratio TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh VHLSS Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam Vietnam Household Living Standards Surveys VHLSS 2006 Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2006 Vietnam Household Living Standards Surveys 2006 VHLSS 2008 Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2008 Vietnam Household Living Standards Surveys 2008 VHLSS 2010 Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2010 Vietnam Household Living Standards Surveys 2010 VHLSS 2012 Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2012 Vietnam Household Living Standards Surveys 2012 USD Đô la Mỹ United States Dollar WHO Tổ chức Y tế Thế giới World Health Organization WB Ngân hàng Thế giới World Bank Marginal Social Cost -viii- CÁC KHÁI NIỆM - Chất thải vật chất thể rắn, lỏng, khí thải từ sản xuất, kinh doanh, dịch vụ, sinh hoạt hoạt động khác (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Chất thải nguy hại chất thải chứa yếu tố độc hại, phóng xạ, dễ cháy, dễ nổ, dễ ăn mòn, dễ lây nhiễm, gây ngộ độc đặc tính nguy hại khác (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Tiêu chuẩn môi trường giới hạn cho phép thông số chất lượng môi trường xung quanh, hàm lượng chất gây ô nhiễm chất thải quan nhà nước có thẩm quyền quy định làm để quản lý bảo vệ môi trường (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Chất gây ô nhiễm chất yếu tố vật lý xuất môi trường làm cho môi trường bị ô nhiễm (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Môi trường bị ô nhiễm trường hợp hàm lượng nhiều chất gây ô nhiễm vượt tiêu chuẩn chất lượng môi trường (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Môi trường bị ô nhiễm nghiêm trọng hàm lượng nhiều hóa chất, kim loại nặng vượt tiêu chuẩn chất lượng môi trường từ lần trở lên hàm lượng nhiều chất gây ô nhiễm khác vượt tiêu chuẩn chất lượng môi trường từ lần trở lên (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Môi trường bị ô nhiễm đặc biệt nghiêm trọng hàm lượng nhiều hóa chất, kim loại nặng vượt tiêu chuẩn chất lượng môi trường từ lần trở lên hàm lượng nhiều chất gây ô nhiễm khác vượt tiêu chuẩn chất lượng môi trường từ 10 lần trở lên (Luật Bảo vệ môi trường, 2005). - Ngoại tác tiêu cực: Theo Mankiw (2014), tác động tiêu cực (làm tăng chi phí giảm lợi ích) cho người mà người không nhận toán gọi ngoại tác tiêu cực. Các tác động tiêu cực không toán nên thường không xuất tính toán tài không phản ánh vào giá thành. Các chủ thể gây ngoại tác thường sản xuất tiêu dùng nhiều mức mong muốn (tối ưu) xã hội. Do vậy, để ngăn tình trạng sách đưa thường đánh thuế để hạn chế mức tiêu dùng sản xuất. -90- 0,2175** (0,0957) -0,0216 (0,0249) 0,1783* (0,0960) -0,0228 (0,0248) 0,1778* (0,0953) -0,0219 (0,0248) 0,1986** (0,0948) -0,0193 (0,0254) 0,1871** (0,0947) -0,0222 (0,0252) khonglay_1 0,0958** (0,0452) 0,0924** (0,0449) 0,0915** (0,0447) 0,0913** (0,0438) 0,0877** (0,0440) eduhhcap2 -0,0940 (0,0604) -0,0920 (0,0604) expemptycalor_rate 1,3479*** (0,3044) 1,3368*** (0,3037) 1,2993*** (0,3024) 1,2553*** (0,3002) 1,2875*** (0,2999) exptoba_rate 0,5640 (0,5629) 0,5087 (0,5653) 0,0479** (0,0226) 0,9179*** (0,0933) 0,2783*** (0,1052) 0,3549*** (0,1140) 0,0200 (0,0977) -0,2026* (0,1116) -0,1422*** (0,0505) -0,0341 (0,0527) 0,1070 (0,0847) 0,0478** (0,0227) 0,9242*** (0,0926) 0,2984*** (0,1046) 0,3598*** (0,1145) 0,0290 (0,0965) -0,1807 (0,1102) -0,1456*** (0,0506) -0,0311 (0,0524) 0,0989 (0,0847) 0,1855*** (0,0674) 0,0745 (0,0548) 0,1097 (0,2476) 0,0478** (0,0224) 0,9332*** (0,0883) 0,3067*** (0,1016) 0,3607*** (0,1082) 0,0339 (0,0943) -0,1861* (0,1050) -0,1444*** (0,0511) 0,0486** (0,0220) 0,9553*** (0,0917) 0,3427*** (0,1036) 0,3578 (0,1093) 0,0297 (0,0947) -0,1902* (0,1066) -0,1322** (0,0514) 0,0492** (0,0223) 0,9320*** (0,0899) 0,3271*** (0,1034) 0,3547*** (0,1092) 0,0323 (0,0943) -0,2016* (0,1064) -0,1342*** (0,0516) 0,0994 (0,0838) 0,1884*** (0,0675) 0,0756 (0,0549) 0,1205 (0,2502) 0,1082 (0,0826) 0,1757*** (0,0672) 0,0884 (0,0551) 0,0996 (0,2545) -0,0385 (0,0535) -0,1570*** (0,0598) 0,1161* (0,0609) -0,2192 (0,2445) 0,3668 (0,2568) 0,1069 (0,0820) 0,0502 (0,0583) -3,9156*** (0,6125) 953,3700 0,0000 -61899184 0,1026 (0,0839) 0,1738** (0,0672) 0,0772 (0,0540) 0,1029 (0,2480) hhethnic lnhhworthfle lnpreventive mekong southeast centhigh northcoat midnorth hhtolet hhwaste hhcleanwater bv bstu tyt wasteind harmkd1 cssxkd lnghe harmln1 maininc1 coalleafwoodrate _cons 2,0119*** (0,1162) 128,4200 0,0000 -82822584 -3,4200*** (0,5172) 818,8700 0,0000 -62306122 -3,7451*** (0,5879) 814,1100 0,0000 -62121400 -3,6754*** (0,5734) 786,4900 0,0000 -62194243 -0,1541 (0,2536) 0,2859 (0,2684) 0,1148 (0,0823) 0,0532 (0,0585) -3,9213*** (0,6134) 903,1500 0,0000 -62041078 Chú thích: ***số liệu có ý nghĩa thống kê mức 99%, ** số liệu có ý nghĩa thống kê mức 95%, * số liệu có ý nghĩa thống kê mức 90%, lại ý nghĩa thống kê mức 90%. -91- Bảng P9.8. Mô hình chi phí khám chữa bệnh năm 2010 lncost_hospitalhh Mô hình Mô hình Mô hình Mô hình Mô hình -0,3121* (0,1702) -0,0750 (0,1791) -0,2898 (0,1793) -0,0801 (0,1629) 0,0083 (0,1647) 0,6675*** (0,0964) 0,8396*** (0,2626) -0,1918 (0,1704) -0,2336** (0,1088) -0,5777*** (0,0774) -0,4467*** (0,1264) -0,7808*** (0,1807) -0,7363*** (0,1743) -0,4877** (0,2041) -0,7294*** (0,1897) -0,3121* (0,1702) -0,0750 (0,1791) -0,2898 (0,1793) -0,0801 (0,1629) 0,0083 (0,1647) 0,6675*** (0,0964) 0,8396*** (0,2626) -0,1918 (0,1704) -0,2336** (0,1088) -0,5777*** (0,0774) -0,4467*** (0,1264) -0,7808*** (0,1807) -0,7363*** (0,1743) -0,4877** (0,2041) -0,7294*** (0,1897) -0,6258*** (0,1789) -0,3281* (0,1903) -0,3937** (0,1869) -0,1680 (0,1591) -0,0181 (0,1601) -0,1163 (0,1056) -0,1174 (0,2389) -0,3900** (0,1577) -0,4096*** (0,0994) -0,5136*** (0,0849) -0,1759 (0,1242) -0,5554*** (0,1704) -0,5720*** (0,1518) -0,4707** (0,1851) -0,6350*** (0,1731) -0,6292*** (0,1792) -0,3431* (0,1918) -0,4136** (0,1879) -0,1844 (0,1605) -0,0124 (0,1615) -0,1157 (0,1052) -0,0872 (0,2396) -0,3608** (0,1609) -0,3961*** (0,0990) -0,5204*** (0,0848) -0,2139* (0,1266) -0,5425*** (0,1703) -0,5819*** (0,1540) -0,4262** (0,1849) -0,5832*** (0,1737) -0,6255*** (0,1784) -0,3436* (0,1900) -0,4145** (0,1869) -0,1815 (0,1591) -0,0127 (0,1611) -0,1111 (0,1053) -0,0763 (0,2405) -0,3629** (0,1612) -0,3958*** (0,0990) -0,5218*** (0,0845) -0,2158* (0,1252) -0,5500*** (0,1692) -0,5819*** (0,1521) -0,4313** (0,1849) -0,5975*** (0,1737) 0,9187*** (0,0797) -0,1173*** (0,0231) -0,0877 (0,1172) 0,1486 (0,1171) 0,9175*** (0,0795) -0,1166*** (0,0229) -0,0840 (0,1173) 0,1778 (0,1169) 0,8459*** (0,0669) -0,1051*** (0,0210) 0,8730*** (0,0700) -0,1131*** (0,0213) 0,8728*** (0,0698) -0,1126*** (0,0213) 0,1445 (0,1056) 0,1744* (0,1056) 0,1666 (0,1055) -0,1292*** (0,0320) -0,1284*** (0,0321) -0,0899*** (0,0282) -0,0839*** (0,0281) -0,0854*** (0,0280) khonglay_1 -0,0091 (0,0221) -0,0127 (0,0219) eduhhcap2 -0,0429 (0,0537) -0,0423 (0,0536) expemptycalor_rate 0,0851 (0,0825) 0,0801 (0,0824) exptoba_rate -0,3946 (0,4281) -0,3802 (0,4287) -0,6532* (0,3612) -0,5565 (0,3625) -0,5526 (0,3604) lnpreventive 0,5752 (0,7493) 0,2529*** (0,0260) -1,0587*** (0,1018) 0,6482 (0,7460) 0,2521*** (0,0259) -1,0663*** (0,1019) 0,2453*** (0,0239) -0,9148*** (0,0922) 0,2426*** (0,0240) -0,9060*** (0,0942) 0,2427*** (0,0240) -0,9177*** (0,0927) tlage1 tlage2 tlage3 tlage4 tlage5 tledu2 tledu3 tlins1 tlins2 tlins3 tljob1 tljob2 tljob3 tljob4 tljob5 lnhhex1nom hhsize tlfemale hhethnic lnhhworthfle mekong southeast -0,3121* (0,1702) -0,0750 (0,1791) -0,2898 (0,1793) -0,0801 (0,1629) 0,0083 (0,1647) 0,6675*** (0,0964) 0,8396*** (0,2626) -0,1918 (0,1704) -0,2336** (0,1088) -0,5777*** (0,0774) -0,4467*** (0,1264) -0,7808*** (0,1807) -0,7363*** (0,1743) -0,4877** (0,2041) -0,7294*** (0,1897) Mô hình -92- centhigh northcoat midnorth hhtolet hhwaste hhcleanwater bv bstu -0,3747*** (0,1440) -0,3373** (0,1432) -0,1301 (0,1100) -0,2007 (0,1404) -0,1158* (0,0630) -0,3998*** (0,1463) -0,3393** (0,1439) -0,1449 (0,1098) -0,2109 (0,1418) -0,1140* (0,0632) 0,1050 (0,0716) -0,0905 (0,0956) -2,4808*** (0,7300) 0,1003 (0,0714) -0,0820 (0,0953) -0,1348* (0,0755) -0,0506 (0,0674) tyt wasteind -0,3485*** (0,1134) -0,2074 (0,1277) -0,0664 (0,0972) -0,1142 (0,1235) -0,3227*** (0,1158) -0,1979 (0,1309) -0,0704 (0,0967) -0,1149 (0,1263) -0,3294*** (0,1140) -0,1983 (0,1300) -0,0696 (0,0969) -0,1203 (0,1255) -0,0968 (0,0834) -0,1238* (0,0708) -0,0852 (0,0613) -0,5447*** (0,1732) -0,0877 (0,0840) -0,1215* (0,0708) -0,0762 (0,0612) -0,5381*** (0,1823) -0,0191 (0,0636) -0,0672 (0,0653) 0,0144 (0,0738) 0,1143 (0,1620) -0,2924 (0,1810) -0,0928 (0,0837) -0,1225* (0,0707) -0,0819 (0,0611) -0,5211*** (0,1763) harmkd1 cssxkd lnghe harmln1 maininc1 -0,0005 (0,0971) 0,1604** (0,0766) coalleafwoodrate _cons 5,7608*** (0,1373) -2,4808*** (0,7300) -1,8133** (0,7427) 0,1323 (0,1544) -0,3257* (0,1740) 0,1641** (0,0767) F 14,65 24,67 22,98 30,37 24,65 27,51 Prob > F R-squared Root MSE 0,0000 0,0493 1,535 0,0000 0,2007 1,4054 0,0000 0,2023 1,4046 0,0000 0,1938 1,41 0,0000 0,1970 1,4083 0,0000 0,1966 1,408 Chú thích: ***số liệu có ý nghĩa thống kê mức 99%, ** số liệu có ý nghĩa thống kê mức 95%, * số liệu có ý nghĩa thống kê mức 90%, lại ý nghĩa thống kê mức 90%. Từ Mô hình đến Mô hình Bảng P9.3 đến P9.8 tiến hành từ Bước đến Bước chiến lược lựa chọn mô hình. Các biến loại bỏ không ý nghĩa thống kê (ngay mức 90%) nghiên cứu trước ủng hộ. Tuy nhiên, sau cân nhắc kỹ lưỡng đa cộng tuyến biến đảm bảo tính thống mô hình, biến Bảng P9.9 lựa chọn. Có biến Mô hình bảng có ý nghĩa thống kê bị loại bỏ đi, ví dụ biến vùng, biến nghề nghiệp. Vì nghiên cứu đưa vào mô hình biến môi trường (nguồn phát thải) nhân tố đại diện cho vùng. Do vậy, biến vùng cần bị loại bỏ giữ lại biến mô hình -93- nguồn phát thải. Biến nghề nghiệp đại diện phần thu nhập hộ. Thu nhập biến thiếu xem xét cầu. Do vậy, biến nghề nghiệp bị loại bỏ giữ lại biến thu nhập. Bảng P9.9. Mô hình hồi quy Năm 2012 Năm 2010 Chi phí khám chữa bệnh Xác xuất khám chữa bệnh Số lần khám chữa bệnh Chi phí khám chữa bệnh Xác xuất khám chữa bệnh Số lần khám chữa bệnh Thu nhập (lấy log) 0,5226*** (0,1170) 0,5209*** (0,0570) 0,7645*** (0,0889) 0,6971*** (0,1308) 0,4830*** (0,0597) 0,7925*** (0,0701) Quy mô hộ 0,1141*** (0,0399) 0,1161*** (0,0156) -0,0966*** (0,0236) 0,1105*** (0,0418) 0,1225*** (0,0177) -0,1124*** (0,0216) Tỷ lệ nữ giới 0,7622*** (0,1889) 0,1223 (0,0995) 0,0337 (0,1324) 0,2692 (0,2026) 0,1259 (0,1096) 0,0593 (0,1100) Dân tộc 0,5811*** (0,1507) 0,4722*** (0,1134) -0,1218 (0,0922) 0,3006** (0,1392) 0,4216*** (0,1049) 0,0385 (0,0949) Tài sản 0,0028 (0,0509) -0,1176*** (0,0238) 0,0043 (0,0284) -0,1448** (0,0570) -0,0982*** (0,0267) -0,0215 (0,0283) -1,1004*** (0,3025) -0,8561*** (0,1327) -0,9045*** (0,1826) -1,3562*** (0,3209) -0,8125*** (0,1591) -0,4398** (0,1786) Tỷ lệ người từ 16 đến 25 tuổi -0,6265* (0,3190) -0,5684*** (0,1569) -0,9270*** (0,2061) -1,1989*** (0,3262) -0,3331** (0,1681) -0,6855*** (0,1861) Tỷ lệ người từ 26 đến 45 tuổi -0,6663** (0,2599) -0,2024 (0,1365) -0,6094*** (0,1680) -0,7357** (0,2883) -0,1575 (0,1384) -0,9078*** (0,1673) Tỷ lệ người từ 46 đến 60 tuổi -0,2749 (0,2430) -0,0053 (0,1205) -0,4886*** (0,1424) -0,6009** (0,2774) -0,0929 (0,1280) -0,6061*** (0,1427) Tỷ lệ người từ 61 đến 70 tuổi 0,6085** (0,3081) 0,1427 (0,1167) -0,0974 (0,1607) 0,3846 (0,3182) 0,2090 (0,1407) -0,2313 (0,1564) Tỷ lệ người có cấp cấp -0,9088*** (0,1384) -0,8020*** (0,0754) 0,4365*** (0,0978) -0,6476*** (0,1428) -0,9081*** (0,0980) 0,3875*** (0,0977) Tỷ lệ người có cấp -0,7766 (0,4750) -0,5340** (0,2213) -0,0963 (0,2835) -0,5574 (0,4195) -0,9244*** (0,2164) 0,2344 (0,2370) Tỷ lệ người có bảo hiểm tự nguyện 0,2152 (0,2903) 0,0479 (0,1263) -0,7684*** (0,1509) 0,2273 (0,2489) 0,1151 (0,1482) -0,3487** (0,1576) Tỷ lệ người có bảo hiểm bắt buộc 0,4453** (0,1944) 0,3080*** (0,0865) -0,3372*** (0,1204) 0,3442** (0,1583) 0,2827*** (0,1033) -0,3455*** (0,1040) Tỷ lệ người có bảo hiểm diện sách 0,9409*** (0,1438) 0,3303*** (0,0774) 1,2002*** (0,1517) 0,4043*** (0,0831) -0,3537*** (0,0874) Tỷ lệ chi tiêu cho thực phẩm nhiều 3,3163*** (0,7691) 1,9492*** (0,3528) 3,2029*** (0,7728) 1,7963*** (0,2991) -0,9153** (0,3809) Tỷ lệ người 16 tuổi -0,2590*** (0,0839) -0,1204 (0,3898) -94- đường nghèo dinh dưỡng Tiền mua thuốc dụng cụ ý tế không thông qua khám (lấy log) 0,3087*** (0,0285) *** 0,1790 (0,0437) 0,0135 (0,0236) Khoảng cách đến bệnh viện 20 km -0,0095 (0,1337) 0,0865 (0,0887) Trong xã có dịch vụ y tế tư -0,0961 (0,1043) -0,0905 (0,0612) Trạm y tế xã phòng khám khu vực -- 0,4705*** (0,1475) Hộ sử dụng nước máy 0,1786 (0,1270) 0,2343*** (0,0693) -0,2192** (0,0926) Xã bị ô nhiễm chất thải công nghiệp -0,1052 (0,1085) -0,1004* (0,0607) 0,0523 (0,0686) -0,8098*** (0,1949) -0,3889*** (0,1429) Làng nghề xả chất thải bừa bãi môi trường 0,7737*** (0,2197) Nông nghiệp thu nhập xã Tỷ lệ sử dụng chất đốt than, củi, mùn cưa phụ phẩm nông nghiệp Xã có làng nghề Hằng số Pseudo R2 Log pseudolikelihood 0,1723*** (0,0403) 0,0452* (0,0244) 0,2545*** (0,0252) 0,1095 (0,1292) 0,1881** (0,0748) -0,1327* (0,0747) 0,0809 (0,0959) 0,0884 (0,0620) -0,0758 (0,0661) -1,0502 (0,7202) 0,0671 (0,2562) -0,5091*** (0,1735) 0,1156 (0,1396) 0,2318** (0,0915) -0,2599*** (0,0911) -0,0404 (0,1050) -0,0144 (0,0557) -0,0363 (0,0652) 0,0288 (0,1486) -0,6225*** (0,2379) -0,2623 (0,2752) 0,1892 (0,1632) 0,3226** (0,1572) -0,0173 (0,1778) 0,7533*** (0,2650) 0,3602 (0,2936) -0,3791** (0,1849) 0,1783 (0,1299) 0,1619** (0,0752) -0,0293 (0,0978) 0,2436 (0,1517) 0,1365 (0,0858) -0,0002 (0,0930) 0,3161*** (0,1188) 0,1845** (0,0713) 0,1846 (0,1255) 0,0762 (0,0612) 0,1885** (0,0776) -6,6844*** (1,1396) -4,0733*** (0,5633) -2,8092*** (0,8297) -4,9488*** (1,3063) -3,6404*** (0,6157) -2,4948*** (0,6147) 0,1745*** (26,34) 0,0726*** (281,77) 0,0715*** (280,20) -6663178 -64320518 -0,0879 (0,0863) -0,0260 (0,0677) -0,5521*** (0,1503) 0,0324 (0,0770) -6141766 0,1518*** (25,49) -67715739 Chú thích: ***số liệu có ý nghĩa thống kê mức 99%, ** số liệu có ý nghĩa thống kê mức 95%, * số liệu có ý nghĩa thống kê mức 90%, lại ý nghĩa thống kê mức 90%. Các biến mô hình tiếp tục loại bỏ. Sau có mô hình Bảng P9.9, tác giả thấy biến hầu hết có ý nghĩa thống kê nghi ngờ đa cộng tuyến sai lệch thông tin (dễ dàng bác bỏ giải thuyết Ho). Luận văn tiếp tục loại bỏ bớt biến để giảm tính đa cộng tuyến mô hình. Hơn nữa, mô hình tốt mô hình đơn giản giải thích tối đa liệu (Nguyễn Văn Tuấn, 2013). Xem xét lại biến -95- Bảng P9.9, biến tài sản, tỷ lệ chi tiêu cho thực phẩm nhiều đường nghèo dinh dưỡng, tỷ lệ chi mua thuốc thiết bị y tế bảo hiểm giải thích thông qua biến thu nhập số biến khác. Vì vậy, biến tiếp tục loại bỏ khỏi mô hình. Biến sử dụng nước máy loại bỏ sau nhiều lần chạy mô hình với biến giải thích khác nhau. Biến sử dụng nước máy có dấu hệ số hồi quy không với kỳ vọng. Sau tìm hiểu, tác giả thấy hộ gần khu đô thị vùng có điều kiện thuận lợi có hội sử dụng nước máy. Do vậy, biến có tương quan với thu nhập loại bỏ biến khỏi mô hình. Thay đổi hệ số hồi quy sang OR IRR mô hình Logit mô hình Poison. Biến phụ thuộc hai mô hình tỷ lệ khám chữa bệnh số lần khám chữa bệnh. Hơn nữa, việc tính toán tác động biên tính toán sau hồi quy sử dụng hệ số hồi quy từ hai mô hình phải dựa nhiều giả định giá trị biến giải thích biến phụ thuộc. Do đó, hệ số hồi quy mô hình Logit mô hình Poisson đổi odds ratio (OR) Incidence rate ratio (IRR) (những số quen thuộc dịch tễ học). Để dễ giải thích ý nghĩa số OR IRR với biến giải thích, số biến cần thay đổi lại cho phù hợp. Các biến tỷ lệ nhóm tuổi tỷ lệ cấp cao biến liên tục thuộc khoảng [0,1] khó giải thích sử dụng OR IRR. Nên biến chuyển thành biến nhị phân (=1 hộ có người có đặc tính nêu, =0 hộ thành viên có đặc tính nêu). Biến tỷ lệ chất đốt than, củi, chấu mùn cưa, phụ phẩm nông nghiệp chuyển thành %. Thống kê mô tả tính toán cho mô hình với biến cấu trúc lại Bảng P9.10. Vấn đề xảy với biến thu nhập. Thu nhập hộ gia đình nông thôn phụ thuộc nhiều vào số người làm việc (nhất số người độ tuổi lao động làm việc) suất người này. Những biến cố sức khỏe khiến cho người phải khám nằm viện ảnh hưởng đến thu nhập hộ. Những thành viên nhỏ thành viên già yếu nhà bị bệnh cần khám chữa bệnh cần người đưa trông nom. Do vậy, thu nhập hộ bị ảnh hưởng xác suất khám chữa bệnh số lần khám chữa bệnh hộ. Nên cách khắt khe nhất, biến thu nhập phải loại bỏ khỏi mô hình. Hoặc phải ước lượng mô hình theo hai bước để xử lý vấn đề trên. Biến công cụ để ước lượng biến thu nhập số sở sản xuất kinh doanh xã. Do giới hạn luận văn, biến công cụ không đề cập đến viết này. Mô hình biến thu nhập trình bày Bảng P9.11. Tuy nhiên sau xem lại lý thuyết cầu thay đổi lớn R2 mô hình chi phí có biến thu nhập số BIC -96- (Bayesian Information Criterion) AIC (Akaike Information Criterion), tác giả định chọn mô hình có biến thu nhập để trình bày nội dung luận văn. Bảng P9.10. Thống kê mô tả số liệu năm 2010 2012 Năm 2012 (Số quan sát 6618 hộ) Xác suất khám chữa bệnh Năm 2010 (Số quan sát 6594 hộ) 0,764 (0,425) (0) (1) 0,796 (0,403) (0) (1) 5,074 (7,986) (0) (119) 5,681 (9,047) (0) (156) 854,72 (3710,93) (0) (200000) 649,80 (2756,68) (0) (150000) 5,475 (1,591) (-0,288) (12,206) 5,216 (1,584) (-0,875) (11,918) Thu nhập 56650,64 (38970,87) (1952,23) (534146,4) 41706,89 (30329,56) (247,94) (659469,6) Thu nhập (lấy logarit) 10,741 (0,660) (7,577) (13,188) 10,443 (0,638) (5,513) (13,399) Quy mô hộ 3,927 (1,60) (1) (15) 3,985 (1,60) (1) (15) Tỷ lệ nữ 0,517 (0,204) (0) (1) 0,515 (0,204) (0) (1) Dân tộc 78,9% (0,408) (0) (1) 78,6% (0,410) (0) (1) Hộ có thành viên 16 tuổi 60,32% (0,4893) (0) (1) 62,89% (0,4831) (0) (1) Hộ có thành viên từ 16 đến 25 tuổi 46,41% (0,4988) (0) (1) 48,18% (0,4997) (0) (1) Hộ có thành viên từ 26 đến 45 tuổi 65,74% (0,4746) (0) (1) 67,50% (0,4684) (0) (1) Hộ có thành viên từ 46 đến 60 tuổi 43,12% (0,4953) (0) (1) 40,84% (0,4916) (0) (1) Hộ có thành viên từ 61 đến 70 tuổi 15,03% (0,3574) (0) (1) 13,21% (0,3886) (0) (1) Hộ có thành viên 70 tuổi 16,61% (0,3722) (0) (1) 14,48% (0,3520) (0) (1) Hộ có thành viên có cấp cao cấp cấp 66,33% (0,4726) (0) (1) 6570% (0,4747) (0) (1) Hộ có thành viên có cấp cao cấp 7,37% (0,2614) (0) (1) 6,16% (0,2404) (0) (1) Khoảng cách tới bệnh viện 20 km 84,4% (0,363) (0) (1) 83,1% (0,375) (0) (1) Xã có bác sỹ phòng khám tư 70,1% (0,458) (0) (1) 69,8% (0,459) (0) (1) Trạm y tế xã phòng khám khu vực 99,8% (0,043) (0) (1) 99,5% (0,071) (0) (1) Nguồn ô nhiễm nước thải công nghiệp 19,4% (0,396) (0) (1) 19,8% (0,398) (0) (1) Xã có làng nghề 11,0% (0,313) (0) (1) 12,1% (0,326) (0) (1) 8,7% (0,283) (0) (1) 9,6% (0,295) (0) (1) 89,4% (0,307) (0) (1) 90,2% (0,298) (0) (1) 48,6% (40,9%) (0) (100%) 54,2% (40,2%) (0) (100%) Số lần khám chữa bệnh Chi phí cho lần khám chữa bệnh Chi phí cho lần khám chữa bệnh (lấy logarit) Làng nghề xả chất thải bừa bãi Xã có nghề nông nghiệp Tỷ lệ sử dụng chất đốt than, mùn cưa, trấu, củi phụ phẩm nông nghiệp Chú thích: Thứ tự số liệu trung bình (độ lệch chuẩn) (giá trị lớn nhất) (giá trị nhỏ nhất) -97- Bảng P9.11. Mô hình thu gọn với số liệu VHLSS 2012 2010 Năm 2012 Quy mô hộ Tỷ lệ nữ Dân tộc Hộ có người 16 tuổi Hộ có người từ 16 đến 25 tuổi Hộ có người từ 26 đến 45 tuổi Hộ có người từ 46 đến 60 tuổi Hộ có người từ 61 đến 70 tuổi Hộ có người 70 tuổi Hộ có người tốt nghiệp cấp cấp Hộ có người tốt nghiệp cao đẳng đại học Xã cách bệnh viện 20 km Xã có dịch vụ khám bệnh tư nhân Xã có trạm y tế xã khu vực Xã bị ô nhiễm chất thải công nghiệp Xã có làng nghề Chất thải làng nghề bị xả bừa bãi Xã có thu nhập nông nghiệp Dùng than phụ phẩm nông nghiệp làm chất đốt Tung độ gốc Số quan sát Thống kê χ2 kiểm định Wald Log pseudolikelihood a Năm 2010 Xác xuất khám chữa bệnh Số lần khám chữa bệnh Chi phí khám chữa bệnh Xác xuất khám chữa bệnh Số lần khám chữa bệnh Chi phí khám chữa bệnh Odds ratio IRR Hệ số Odds ratio IRR Hệ số *** 1,1860 (0,0492) 1,8180*** (0,2951) 1,5006*** (0,2037) 1,2429** (0,1197) 0,8766* (0,0700) *** *** 1,1527 (0,0214) 1,1044 (0,1169) 1,7174*** (0,2227) 1,1667*** (0,0680) 0,9151* (0,0425) 0,0424 (0,0273) -0,2711** (0,1256) 0,1776 (0,1144) -0,3265*** (0,0780) 0,0019 (0,0535) 1,1863 (0,0416) 1,4785** (0,2462) 1,3437** (0,1827) 1,1755 (0,1338) 0,9203 (0,0555) 0,8733 (0,0747) 1,0267 (0,0533) 0,0498 (0,0542) 0,9081 (0,0916) 1,1147 (0,1004) 1,9894*** (0,2382) 1,7843*** (0,2855) 0,7828*** (0,0733) 1,1346** (0,0566) 1,3706*** (0,0740) 1,3117*** (0,0724) 0,7476*** (0,0496) 0,0841 (0,0624) 0,1331** (0,0554) 0,0683 (0,0778) 0,3455*** (0,0695) 1,1884 (0,1706) 1,0349 (0,0592) 1,0443 (0,1453) 1,0238 (0,0929) *** 1,1180 (0,0220) 1,0696 (0,1058) 1,5330*** (0,2444) 1,2168** (0,0941) 1,0815 (0,0728) 1,1126 (0,0788) 0,0300 (0,0223) -0,0661 (0,1402) 0,3932*** (0,1314) -0,0741 (0,0690) 0,0432 (0,0695) 1,0280 (0,0924) 1,8597*** (0,2195) 1,3629*** (0,1486) 0,7684** (0,0889) 1,1842*** (0,0745) 1,4927*** (0,0936) 1,2975*** (0,0746) 0,6991*** (0,0633) 0,0618 (0,0602) 0,0474 (0,0721) 0,1014 (0,0703) 0,3765*** (0,0767) 0,0277 (0,0798) 1,0239 (0,1475) 0,9432 (0,0811) 0,1959** (0,0819) 0,9344 (0,1024) 0,4528*** (0,1018) 1,8596*** (0,3373) 1,0788 (0,1361) 1,1087 (0,1054) 0,9229 (0,0798) 1,6456** (0,3244) 0,9468 (0,0682) 0,6064** (0,1289) 1,4492* (0,2888) 1,1581* (0,0963) -0,0685 (0,0948) 0,0171 (0,0969) -0,7973** (0,3982) 0,0537 (0,0907) 0,1250 (0,2003) -0,0872 (0,2402) -0,2158** (0,0996) 1,1897 (0,1327) 1,0770 (0,1124) 0,4593** (0,1794) 0,9635 (0,1191) 0,4483*** (0,0900) 2,2872*** (0,5082) 1,0840 (0,1503) 1,2074** (0,0908) 1,1175 (0,0969) 1,0439 (0,2693) 1,0322 (0,0677) 0,6679 (0,1797) 1,5669*** (0,2574) 1,0400 (0,1273) -0,1000 (0,0822) -0,0680 (0,0815) -0,7074*** (0,2184) -0,0116 (0,0783) 0,2643 (0,1612) -0,4684** (0,1966) -0,0510 (0,1111) 1,0006 (0,0011) 0,9999 (0,0009) -0,0037*** (0,0007) 1,0000 (0,0015) 0,9989 (0,0007) -0,0017* (0,0009) 0,7529 (0,1598) 6585 0,8686 (0,2796) 6597 6,3606*** (0,4133) 4566 2,2760 (1,2121) 6594 1,5239 (0,5860) 6594 5,5933*** (0,2847) 4813 271,21*** 273,92*** 16,04*** 277,98*** 355,37*** 13,55*** -8527313,1 -77522934 0,0474a -7595449 -80171893 0,0390a -- Chú thích: số R mô hình chi phí. -0,0990 (0,0707) -98- Bảng P9.12. Tiêu chí AIC BIC Mô hình xác suất khám chữa bệnh Mô hình số lần khám chữa bệnh Mô hình chi phí khám chữa bệnh Mô hình biến thu nhập Mô hình có biến thu nhập BIC BIC AIC AIC 2010 6557,68 6693,56 6529,85 6672,52 2012 7007,40 7136,46 6968,96 7104,81 2010 70047,97 70183,85 69512,35 69655,03 2012 2010 64313,69 17925,67 64449,58 18055,25 63658,62 17574,66 63801,30 17710,72 2012 17030,26 17158,79 16697,90 16832,85 Các mô hình có biến thu nhập có số AIC BIC thấp mô hình biến thu nhập. P9.3. Kiểm định mô hình Lệnh linktest sử dụng để thực kiểm định mô hình. Vì mô hình sử dụng trọng số điều tra hiệu chỉnh phương sai sai số theo lệnh cluster (tinh) nên kiểm định quan trọng mô hình có phù hợp với liệu không (định dạng đúng). Linktest thực hồi quy với biến phụ thuộc giá trị thực biến phụ thuộc mô hình. Các biến giải thích bao gồm giá trị ước lượng biến phụ thuộc sau hồi quy mô hình (_hat) bình phương giá trị ước lượng (_hatsq). Mô hình định dạng hệ số biến bình phương ý nghĩa thống kê. Nếu mô hình không phù hợp hệ số biến bình phương có ý nghĩa thống kê. Để khắc phục mô hình thay đổi dạng hàm biến phụ thuộc với biến giải thích. Ngoài linktest, mô hình chi phí kiểm tra với số kiểm định khác như: ovtest, tính số vif xem dạng phân phối phần dư sau hồi quy (ats.ucla.edu, 2015). Ovtest thực kiểm định giá trị thật giá trị ước lượng biến phụ thuộc để xem mô hình có thiếu biến quan trọng hay không. Với giả thuyết H0 mô hình không thiếu biến quan trọng. Kiểm định ovtest cho thêm biến với giá trị ước lượng (_hat) bậc cao (bậc 2, bậc bậc 4) vào mô hình chính. Sau đó, thực hồi quy kiểm tra xem hệ số hồi quy bậc cao có đồng thời hay không. Chỉ số vif dùng để kiểm tra xem mô hình có đa cộng tuyến hay không. Nếu giá trị vif gần 10 lớn mô hình có khuyết tật đa cộng tuyến (Gujarati, 1995). Xem phần dư sau hồi quy kiểm định swilk để xem phần dư có phân phối chuẩn hay không. -99- Với mô hình xác suất khám chữa bệnh năm 2012: linktest Logistic regression Number of obs Wald chi2(2) Prob > chi2 Pseudo R2 Log pseudolikelihood = -8463456,8 hospital_yeshh Coef. Robust Std. Err. _hat _hatsq _cons 1,100744 -0,04297 -0,0478 0,19652 0,076765 0,12004 z P>z = 6585 = 242,27 = = 0,0445 [95% Conf. Interval] 5,6 -0,56 -0,4 0,576 0,69 0,715573 -0,19342 -0,28308 1,485916 0,107488 0,187471 Hệ số hồi quy biến _hatsq ý nghĩa thống kê (P-value=0,576>0,1). Mô hình vượt qua kiểm định linktest. Với mô hình xác suất khám chữa bệnh năm 2010: linktest Logistic regression Number of obs Wald chi2(2) Prob > chi2 Pseudo R2 Log pseudolikelihood = -7549786,3 hospital_yeshh Coef. Robust Std. Err. _hat _hatsq _cons 1,516006 -0,19052 -0,31039 0,184354 0,057215 0,149435 z P>z = 6594 = 178,7 = = 0,0335 [95% Conf. Interval] 8,22 -3,33 -2,08 0,001 0,038 1,154678 -0,30266 -0,60327 1,877334 -0,07838 -0,0175 Hệ số hồi quy biến _hatsq có ý nghĩa thống kê (P-value=0,001 chi2 Robust hhhospital Coef. Std. Err. _hat 1,57794 0,277401 z P>z 5,69 = = 6597 442,34 = [95% Conf. Interval] 1,034243 2,121636 -100- _hatsq _cons 0,15806 0,49901 0,079224 -2 0,046 -0,31334 -0,00279 0,236802 -2,11 0,035 -0,96313 -0,03489 Hệ số hồi quy biến _hatsq có ý nghĩa thống kê (P-value=0,046 chi2 = Robust hhhospital Coef. Std. Err. _hat _hatsq _cons 1,203575 -0,05322 -0,18539 0,268046 0,073292 0,241587 z P>z 4,49 -0,73 -0,77 0,468 0,443 = = 6594 390,01 = [95% Conf. Interval] 0,678213 -0,19687 -0,65889 1,728936 0,090431 0,288111 Hệ số hồi quy biến _hatsq ý nghĩa thống kê (P-value=0,468>0,1). Mô hình vượt qua kiểm định linktest. Với mô hình chi phí năm 2012 Linktest: Linear regression Number of obs F( 2, 4563) Prob > F R-squared Root MSE Robust lncost_hospitalhh Coef. _hat _hatsq _cons 1,2048 -0,0186 -0,5584 Std. Err. 0,6919 0,0635 1,8769 t P>t 1,7400 -0,2900 -0,3000 0,0820 0,7690 0,7660 [95% Conf. -0,1517 -0,1430 -4,2381 4566 494,34 0,1871 1,4303 Interval] 2,5613 0,1058 3,1213 Hệ số hồi quy biến _hatsq ý nghĩa thống kê (P-value=0,769>0,1). Mô hình vượt qua kiểm định linktest. ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lnhhcost_hospital Ho: model has no omitted variables F(3, 4542) = 0,44 Prob > F = 0,7250 Mô hình vượt qua kiểm định ovtest P_value=0,725>0,1. -101- predict r2012_3, resid .05 .1 Density .15 .2 .25 . histogram r2012_3, normal (bin=36, start=-5,8535562, width=0,30563743) -5 Residuals swilk r2012_3 Variable Obs W r2012_3 0,99779 4566 V z 5,514 Prob>z 4,467 0,000 Kết kiểm định swilk cho thấy phần dư sau hồi quy mô hình không phân phồi chuẩn. vif Variable lnghe harmln1 hhsize age1hh lnhhex1nom age3hh age4hh age2hh coalleafwood hhethnic age6hh edu2hh age5hh edu3hh tlfemale bv maininc1 VIF 4,89 4,89 3,19 2,24 2,22 1,98 1,64 1,58 1,37 1,32 1,28 1,28 1,18 1,11 1,1 1,1 1,08 1/VIF 0,204552 0,204574 0,313488 0,446954 0,450294 0,505988 0,610735 0,634692 0,731315 0,757609 0,780585 0,782528 0,848661 0,902373 0,905386 0,911615 0,928135 -102- Variable bstu wasteind tyt VIF 1,06 1,04 Mean VIF 1/VIF 0,943392 0,961433 0,996995 1,83 Theo bảng tính toán số vif, mô hình đa cộng tuyến (vì số vif cao 4,89). Mô hình chi phí năm 2010 linktest Linear regression Number of obs F( 2, 4810) Prob > F R-squared Root MSE Robust lncost_hospitalhh Coef. _hat _hatsq _cons 0,6384 0,0347 0,9334 Std. Err. 0,5548 0,0543 1,4148 t P>t 1,1500 0,6400 0,6600 0,2500 0,5230 0,5090 [95% Conf. -0,4493 -0,0717 -1,8403 4813 410,87 0,1659 1,4566 Interval] 1,7261 0,1410 3,7071 Hệ số hồi quy biến _hatsq ý nghĩa thống kê (P-value=0,523 F = 0,0000 Mô hình không vượt qua kiểm định ovtest P_value=0,000. . predict r2010_3, resid . histogram r2010_3, normal (bin=36, start= -7,1695037, width=0,3483254) .1 Density .2 .3 -103- -10 -5 Residuals swilk r2010_3 Variable Obs W V r2010_3 4813 0,9982 4,71 z Prob>z 4,062 0,00002 Kết kiểm định swilk cho thấy phần dư sau hồi quy mô hình không phân phồi chuẩn P-value=0,00 . HOÀNG THỊ CHINH THON TÁC ĐỘNG CỦA Ô NHIỄM TẠI CÁC LÀNG XÃ ĐẾN TÌNH TRẠNG KHÁM CHỮA BỆNH Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG Chuyên ngành: Chính sách công Mã số: 60340402 . FULBRIGHT HOÀNG THỊ CHINH THON TÁC ĐỘNG CỦA Ô NHIỄM TẠI CÁC LÀNG XÃ ĐẾN TÌNH TRẠNG KHÁM CHỮA BỆNH Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG TP. Hồ Chí Minh – Năm. lượng môi trường suy giảm và tính trạng ô nhiễm môi trường diễn ra. Trong Luật Bảo vệ Môi trường của Việt Nam năm 2005 chia ra ba cấp độ của ô nhiễm môi trường: Môi trường bị ô nhiễm, môi trường