mức sinh
Phân tích chi tiết CI của CEB được tiến hành bằng cách sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính ước tính và chỉ số giàu nghèo làm LSM. Kết quả phân tích chi tiết được tổng hợp trong Biểu đồ 27. Các kết quả này cho thấy rằng hiệu ứng cố định ở tuyến xã và học vấn của người phụ nữ góp phần nhiều nhất vào CI (âm), và được bù trừ phần nào bởi đóng góp dương của độ tuổi phụ nữ và chỉ số giàu nghèo.
Việc các hiệu ứng cố định tuyến xã bổ sung chứ không bù trừ tác động của học vấn phụ nữ là khá bất ngờ ở Việt Nam, nếu xét đến sự vững mạnh của chương trình kế hoạch hoá gia đình vào thời điểm này (mặc dù chỉ có thông tin hạn chế về hiệu quả của chương trình kế hoạch hoá gia đình giai đoạn trước 1990). Tuy nhiên, phân tích hồi quy tuyến xã về các hiệu ứng cố định ước tính tuyến xã cho biết nhiều thông tin trong trường hợp này. Các tham số diễn giải được sử dụng bao gồm giá trị trung vị chỉ số giàu nghèo của xã mẫu, tỷ lệ trung vị dân số các hộ gia đình có chủ hộ là người Kinh hay người Hoa của xã mẫu, số cấp học trung vị người lớn độ tuổi 15+ trong hộ gia đình hoàn thành của xã mẫu, tỷ CÔNG BẰNG Y TẾ ỞVIỆT NAM: PHÂN TÍCH THỰC TRẠNG TẬP TRUNG VAØO TỬ VONG BAØ MẸ VAØ TRẺ EM 37
phỏng cho biết chủ hộ là người Kinh hay người Hoa, chỉ số giàu nghèo (chỉ sô "thu nhập thường xuyên"), và các tham số mô phỏng nhằm xác định các hiệu ứng cố định tuyến xã hay tuyến trên. Các tham số về tôn giáo của chủ hộ không được đưa vào mô hình vì luôn luôn không có ý nghĩa và dù có đưa vào hay không cũng không ảnh hưởng đến dấu hay mức ý nghĩa của các hệ số đo đạc khác.
Kết quả của mô hình hồi quy tuyến tính cho thấy CEB có liên hệ đáng kể đến độ tuổi của phụ nữ hiện đang kết hôn, như đã dự tính trước (dương, có dạng đồ thị dốc giảm dần theo theo), trình độ học vấn của người phụ nữ (âm). CEB không có liên hệ đáng kể với chỉ số giàu nghèo, trình độ học vấn của người lớn trong hộ gia đình hoặc dân tộc. Hiệu ứng cận biên ước tính theo mô hình hồi quy hiệu ứng cố định Poisson, tương ứng với các hệ số ước tính trong mô hình hồi quy tuyến tính, giống nhau trên hầu hết các khía cạnh. Tuy nhiên, hiệu ứng cận biên ước tính ở giá trị trung vị mẫu trong học vấn của người phụ nữ thấp hơn đáng kể về mức độ so với hệ số ước tính tương ứng trong mô hình hồi quy tuyến tính. Trong trường hợp này, tốt nhất nên xem phần giải thích trong phân tích chi tiết dưới đây.
Source: 2006 MICS III
Biểu đồ 28. Đường cong bất bình đẳng về số lượng trẻ sinh thành (CEB) của phụ nữ trong độ tuổi 15- 49 sử dụng các LSM khác nhau, Điều tra MICS III 2006 4. B A ÁT B ÌN H Đ A ÚN G TR O N G C A ÙC C H Ỉ SO ÁS Ư ÙC KH O E ÛT H IE ÁT Y E ÁU
Phân tích chi tiết bất bình đẳng trongmức sinh mức sinh
Phân tích chi tiết CI của CEB được thực hiện sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính ước tính và chỉ số giàu nghèo làm LSM. Các kết quả của phân tích chi tiết được tổng hợp trong Biểu đồ 29. Các kết quả này cho thấy các hiệu ứng cố định tuyến xã, chỉ số giàu nghèo và học vấn của phụ nữ có vai trò lớn nhất trong CI (âm), đồng thời vai trò của các yếu tố này cũng phần nào bị bù trừ với đóng góp dương của độ tuổi phụ nữ và học vấn người lớn trong gia đình.
Phân tích hồi quy tuyến xã về các hiệu ứng cố định ước tính cho một số kết quả đáng chú ý. Các tham số diễn giải được sử dụng gồm giá trị trung vị chỉ số giàu nghèo của xã mẫu, các chỉ số về điều kiện sống (nước, vệ sinh, diện tích nhà ở, nhiên liệu nấu nướng), tỉ lệ trung vị dân số các hộ gia đình có chủ hộ là người Kinh hay Hoa của xã mẫu, số trung vị cấp học người lớn độ tuổi 15+ hoàn thành của xã mẫu, tỉ lệ trẻ được tiêm chủng đầy đủ của xã mẫu, lệ trẻ em đã tử vong ở xã mẫu, chỉ số khoảng cách đến
cơ sở y tế (chỉ áp dụng cho các xã ở nông thôn) và các tham số mô phỏng áp dụng cho các phường và khu vực thành thị. Các tham số diễn giải giải thích được 55% biến thiên trong các hiệu ứng cố định ước tính đối với tất cả các xã mẫu (N=150) và 35% các xã nông thôn (N=113). Kết quả của toàn bộ các xã cũng như các xã nông thôn cho thấy mức sinh có liên hệ đáng kể đến chỉ số giàu nghèo (âm), dân tộc Kinh/Hoa (dương), tử vong trẻ em (dương), đô thị hoá (âm), khu vực (tất cả các vùng đều cao hơn đồng bằng sông Hồng và đồng bằng sông Cửu Long). Điều ngạc nhiên là các hiệu ứng cố định ước tính ở các xã không có liên quan đáng kể đến trình độ học vấn của người lớn hay chỉ số tiếp cận cơ sở y tế ở các xã nông thôn.
Ước tính từ số liệu hiện tại
Điều tra MICS III năm 2006
Điều tra MICS III năm 2006 thu thập số liệu về số lượng CEB ở 6250 phụ nữ độ tuổi 15-49. Biểu đồ 28 trình bày đường cong bất bình đẳng về số lượng CEB, sử dụng bốn LSM khác nhau. Các số liệu này cho thấy có sự bất bình đẳng ở mức độ vừa phải trong phân bổ CEB năm 2006, bất lợi cho người nghèo (cũng như các năm 1992/93). CI ước tính dao động từ -0,061 đến -0,074 và đều có ý nghĩa thống kê. Các CI dựa trên chỉ số giàu nghèo gần như giống với ĐTMSVN năm 1992/93 và Điều tra MICS III năm 2006 (tương ứng là -0,079 và - 0,074), cho thấy rằng không có thay đổi đáng kể nào về mức độ bất bình đẳng trong mức sinh gộp trong giai đoạn 1992/93-2006.
Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy được sử dụng để xác định các tác nhân liên quan chính có liên hệ với mức sinh gộp của phụ nữ hiện đang kết hôn được thực hiện với ĐTMSVN 1992/93. Một mô hình hồi quy tuyến tính được sử dụng để phân tích chi tiết mức độ bất bình đẳng.
Kết quả của mô hình hồi quy tuyến tính cho thấy CEB có liên hệ đáng kể với độ tuổi phụ nữ hiện đang kết hôn (dương), học vấn của phụ nữ (âm), học vấn của người lớn trong gia đình (dương), và chỉ số giàu nghèo (âm).
Nguồn: Phụ lục 4, Bảng 17
Biểu đồ 29. Phân tích chi tiết CI (LSM=chỉ số giàu nghèo) số lượng trẻ sinh thành (CEB) của phụ nữ hiện đang kết hôn, độ tuổi 15-49, Điều tra MICS III 2006
4. B A ÁT B ÌN H Đ A ÚN G TR O N G C A ÙC C H Ỉ SO ÁS Ư ÙC KH O E ÛT H IE ÁT Y E ÁU
Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy tuyến tỉnh về tổng mức sinh (TFR) năm 2005 cho thấy TFR có liên quan đáng kể đến tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh năm 2005 (dương), thu nhập hộ gia đình trên đầu người hàng tháng trung vị (âm), số năm học trung vị của người lớn độ tuổi 20-29 (dương, nhưng chỉ ở mức 0,10), và với tỉ lệ dân số thành thị (dương nhưng chỉ ở mức 0,10). Mối quan hệ dương giữa mức sinh và thành thị hoá là một kết quả bất ngờ.
Phân tích chi tiết mức độ bất bình đẳng
Biểu đồ 31 tổng hợp kết quả phân tích chi tiết CI về số lượng ca sinh ở 64 tỉnh trong năm 2004/05. Các kết quả cho thấy thu nhập và tử vong sơ sinh là những nguyên nhân chính gây bất bình đẳng trong mức sinh (bất lợi cho người nghèo) trong khi phần đóng góp âm của các yếu tố này phần nào bị bù trừ bởi đóng góp dương của yếu tố đô thị hoá.
Biểu đồ 31. Phân tích chi tiết CI (LSM=thu nhập hộ gia đình trên đầu người hàng tháng trung vị năm 2005) về mức sinh, 2005
CÔNG BẰNG Y TẾ ỞVIỆT NAM: PHÂN TÍCH THỰC TRẠNG TẬP TRUNG VAØO TỬ VONG BAØ MẸ VAØ TRẺ EM 39
tỉ lệ trung vị hộ gia đình có chủ hộ là người Công giáo hay Phật giáo của xã mẫu, và các tham số mô phỏng áp dụng cho phường và khu vực thành thị. Ở các khu vực nông thôn còn sử dụng thêm các tham số chỉ khoảng cách đến cơ sở y tế và đường xá trong xã. Các tham số này giải thích được 57-62% mức dao động trong các hiệu ứng cố định ước tính (tuỳ vào mẫu - toàn bộ xã mẫu hay chỉ các xã nông thôn). Kết quả cho thấy các hiệu ứng cố định tuyến xã về mức sinh hầu hết đều có liên hệ chặt chẽ với tỉ lệ người Công giáo cao trong xã và tỉ lệ người Kinh hay Hoa cao trong xã. Các yếu tố khu vực cũng có vai trò quan trọng.
Số liệu tuyến tỉnh
Ước tính mức độ bất bình đẳng
Biểu đồ 30 trình bày đường cong bất bình đẳng về số ca sinh năm 2004-2005 ở 64 tỉnh thành. Ước tính về số ca sinh là các ước tính gián tiếp sử dụng số liệu từ Khảo sát Biến động Dân số và Kế hoạch hoá Gia đình năm 2005. Số liệu cho thấy rằng có bất bình đẳng với mức độ vừa phải trong mức sinh ở tuyến tỉnh theo hướng bất lợi cho người nghèo trong năm 2005 (CI = -0,079).
Nguồn: Khảo sát Biến động Dân số và Kế hoạch hoá Gia đình năm 2005 (TCTK)
Biểu đồ 30. Đường cong bất bình đẳng (LSM=thu nhập hộ gia đình bình quân đầu người hàng tháng trung vị năm 2005) về mức sinh ở 64 tỉnh thành năm 2004/05
Nguồn: Phụ lục 5, bảng 11
Biểu đồ 31. Phân tích chi tiết CI (LSM=thu nhập hộ gia đình trên đầu người hàng tháng trung vị năm 2005) về mức sinh, 2005 4. B A ÁT B ÌN H Đ A ÚN G TR O N G C A ÙC C H Ỉ SO ÁS Ư ÙC KH O E ÛT H IE ÁT Y E ÁU Nguồn: Phụ lục 5, bảng 11 Kết luận
Ở Việt nam vẫn tồn tại sự bất bình đẳng ở mức độ vừa phải trong mức sinh theo hướng bất lợi cho người nghèo và có thể đã không thay đổi trong thời kỳ từ 1992/93 đến 2006. Trong cùng thời kỳ này, tổng mức sinh tiếp tục giảm từ 3,3 con một phụ nữ giai đoạn 1989-1994 tới gần mức sinh thay thế năm 2004. Việc bất bình đẳng trong mức sinh hầu như không thay đổi trong thời kỳ này là khá bất ngờ bởi vì Việt Nam có một chương trình kế hoạch hoá gia đình mạnh và có hiệu quả rõ ràng trong thời gian này. Các yếu tố chính lý giải cho sự bất bình đẳng trong mức sinh gộp quan sát được trong năm 1992/93 là trình độ giáo dục của phụ nữ và các hiệu ứng cố định ở tuyến xã, trong khi năm 2006, ngoài hai yếu tố này còn có thêm học vấn của người lớn trong gia đình và chỉ số giàu nghèo. Các hiệu ứng cố định năm 1992/93 chủ yếu thể hiện biến động ở tuyến xã về "thu nhập" bình quân hộ gia đình. Năm 2006, "thu nhập" bình quân hộ gia đình ở tuyến xã không còn là một yếu tố quan trọng giải thích cho các
4. B B A ÁT B ÌN H Đ A ÚN G TR O N G C A ÙC C H Ỉ SO ÁS Ư ÙC KH O E ÛT H IE ÁT Y E ÁU
vùng sinh sống cũng là một yếu tố quan trọng lý giải cho các hiệu ứng cố định ở tuyến xã cho thấy các mức hiệu quả khác nhau của chính sách kế hoạch hoá gia đình ở các vùng khác nhau. Năm 2004/05, ở tuyến tỉnh, các yếu tố chính góp phần vào bất bình đẳng là thu nhập và tử vong trẻ sơ sinh.
CÔNG BẰNG Y TẾ ỞVIỆT NAM: PHÂN TÍCH THỰC TRẠNG TẬP TRUNG VAØO TỬ VONG BAØ MẸ VAØ TRẺ EM 41
hiệu ứng cố định ở tuyến xã nữa. Trên thực tế, tỉ lệ Công giáo và tỉ lệ người Kinh hay Hoa trong cộng đồng mới là những yếu tố lý giải phần nhiều các hiệu ứng cố định ở tuyến xã trong khi các yếu tố bù trừ là trình độ học vấn bình quân trong cộng đồng và tỉ lệ tiêm chủng (thay thế cho hiệu quả của các can thiệp y tế). Yếu tố