trị âm.
Phân tích hồi quy tuyến xã được sử dụng để xác định các yếu tố tuyến xã có liên hệ với hiệu ứng cố định tuyến xã. Bộ tham số diễn giải tương tự như các tham số sử dụng ở trên để phân tích hiệu ứng cố định tuyến xã đối với khám chữa bệnh của trẻ dưới 5 tuổi trong phân tích này được sử dụng. Đáng tiếc là các kết quả không rõ ràng. Trong mô hình tính toán với toàn bộ xã mẫu (N=146), chỉ có các biến mô phỏng khu vực là có ý nghĩa thống kê (phụ nữ ở vùng Đông Nam bộ và đồng bằng sông Cửu long có xu hướng đáng kể đi khám bệnh ở cở sở y tế khi bị ốm đau, thương tích hơn so với phụ nữ ở khu vực đồng bằng sông Hồng, vùng bị bỏ sót). Ngoài ra, phụ nữ ở các phường cũng ít đi khám hơn phụ nữ ở xã nông thông, các yếu tố khác không đổi, nhưng tương quan này chỉ đáng kể ở mức 0,10. Không có tương quan có ý nghĩa thống kê nào trong mô hình ước tính chỉ với các xã nông thôn (N=108), trừ biến mô phỏng chỉ khu vực đồng bằng sông Cửu long (tức là phụ nữ nông thôn ở đồng bằng sông Cửu long có xu hướng đi khám ở cơ sở y tế nhiều hơn khi ốm đau, thương tích so với phụ nữ nông thôn ở đồng bằng sông Hồng). Đáng chú ý là cả chỉ số khoảng cách đến cơ sở y tế lẫn chỉ số về điều kiện đường xá đều không có liên hệ đáng kể với các hiệu ứng cố định tuyến xã trong mẫu xã nông thôn (cả hai hệ số tính toán đều dương nhưng đều có ý nghĩa khi tính riêng và tính chung). Số liệu hiện tại
Điều tra MICS III 2006
Khoảng 7% trẻ dưới 5 tuổi được ghi nhận mắc tiêu chảy trong khoảng thời gian tham chiếu 2 tuần. Điều tra MICS III 2006 tiến hành phỏng ván về các cách chữa trị khác nhau ở trẻ mắc tiêu chảy để xác định các trường hợp được khám chữa đúng cách. Có mức bất bình đẳng vừa phải có lợi cho người giàu trong liệu pháp bù nước phù hợp cho trẻ dưới 5 tuổi (CI dao động từ +0,122 tới +0,152 tuỳ theo LSM được sử dụng để xếp hạng trẻ). Tuy nhiên, cỡ mẫu nhỏ số trẻ em báo ốm trong 2 tuần trước (N=196) khiến các tính toán có phần thiếu ổn định có thể thấy được qua tỉ lệ rất thấp trẻ ở nhóm ngũ phân vị tiếp theo được khám chữa phù hợp. CÔNG BẰNG Y TẾ ỞVIỆT NAM: PHÂN TÍCH THỰC TRẠNG TẬP TRUNG VAØO TỬ VONG BAØ MẸ VAØ TRẺ EM 67
Phân tích chi tiết bất bình đẳng
Biểu đồ 63 tổng hợp phân tích CI về chỉ số phụ nữ độ tuổi 15-49 báo ốm, thương tích trong 4 tuần trước có đi khám hay không, sử dụng chỉ số giàu nghèo làm LSM và phép hồi quy ước tính thảo luận ở trên. Kết quả cho thấy chỉ số giàu nghèo và học vấn của bản thân người phụ nữ góp phần nhiều nhất vào CI (chiếm tương ứng +0,051 và +0,040 CI, nhưng bị bù trừ -0,020 từ hiệu ứng cố định tuyến xã). Mức đóng góp tương đối lớn của chỉ số giàu nghèo khá bất ngờ nếu xét đến mức ý nghĩa của nó trong hàm hồi quy ước tính. Tuy nhiên, bản thân chỉ số giàu nghèo cũng phân bổ rất không đều trong mẫu phụ nữ độ tuổi 15-49 và mức phân bổ chỉ số giàu nghèo đối với CI trong trường hợp này chính là kết quả của mức co giãn ước tính thấp (0,003) và một CI cao
Nguồn: Phụ lục 3, bảng 78 (cột 3).
Biểu đồ 63. Phân tích chi tiết chỉ số bất bình đẳng (LSM=chỉ số giàu nghèo) về khám bệnh ở cơ sở y tế của phụ nữ độ tuổi 15-49 báo ốm, thương tích trong 4 tuần trước
5. B A ÁT B ÌN H Đ A ÚN G TR O N G C A ÙC C H Ỉ SO ÁT R U N G G IA N Q U A N TR O ÏN G
cả trước và sau khi khám không. Đối với tất cả các chỉ số này, CI cho thấy không có bất bình đẳng đáng kể có lợi cho người giàu hay người nghèo (CI dao động từ +0,020 đến +0,050 về khám chữa ở cơ sở y tế, từ - 0,008 đến +0,003 đối với thuốc men ở cơ sở y tế, và từ +0,010 đến +0,044 đối với thuốc men sử dụng trước khi đến cơ sở y tế).