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摘要
客觀的旨在衡量2000年至2015年埃塞俄比亞選定醫療資源和結果分配的不平等。
設計利用二手數據，進行了一項麵板數據分析，以衡量衛生保健人力、基礎設施、結果和資金分配方麵的不平等。
設置這項研究在埃塞俄比亞的11個地區進行。
參與者區域人口和選定的保健工作人員。
結果測量綜合泰爾指數和基尼指數、不平等的變化和醫療資源的彈性。
結果盡管在16年的時間裏不平等顯著減少，但醫療資源分布的泰爾指數和基尼指數仍然很高。在醫護人員分布中，護士和助產士的基尼指數(GI)最低(GI=0.428, 95% CI 0.393 ~ 0.463)，專科醫生的基尼指數(GI=0.704, 95% CI 0.652 ~ 0.756)。地區間不平等程度最高的是基層醫務人員(95.0%)，最低的是衛生官員(53.8%)。醫院病床、醫院和保健中心(hc)的GIs分別為0.592(95% CI 0.563至0.621)、0.460(95% CI 0.404至0.517)和0.409(95% CI 0.380至0.439)。HC分布的相互作用項最高(47.7%)。人均門診人次(GI=0.349, 95% CI 0.321 ~ 0.377)和全免疫接種兒童(GI=0.307, 95% CI 0.269 ~ 0.345)存在差異;5歲以下兒童死亡率的不平等隨著時間的推移而增加(P=0.048)。總體而言，政府衛生支出的GI (GHE)為0.596(95% CI 0.544至0.648)，估計GHE在衛生保健人力和基礎設施分布中的相對份額分別為46.5%和53.5%。醫療資源分布的邊際變化是向優勢人群轉移。
結論這項研究表明，衛生保健資源高度不平等，有利於弱勢群體，這可能阻礙平等獲得衛生保健和取得衛生保健成果。政府應加強監測機製，以解決基於國家保健標準的不平等現象。
- 埃塞俄比亞
- 基尼係數
- 醫療成果
- 醫療資源
- 不平等
- 不平等的分解
這是一篇開放獲取的文章，按照創作共用署名非商業性(CC BY-NC 4.0)許可發布，該許可允許其他人以非商業性的方式發布、混編、改編、構建本作品，並以不同的條款授權他們的衍生作品，前提是原創作品被正確引用，給予適當的榮譽，任何更改都被注明，且使用是非商業性的。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/．
統計數據來自Altmetric.com
本研究的優勢和局限性
本研究試圖提供一個資源不足國家內與政府衛生支出(GHE)相關的衛生保健資源和結果不平等程度的全麵圖景。
不同的不平等衡量標準和基尼不平等分解模型的應用有助於描述分散的衛生係統中衛生保健資源和結果方麵的不平等。
所選解釋變量GHE總份額的Shapley估計值表示優先資源，多維基尼不等式分解提供分布的相對不等式、邊際變化和彈性值。
所分析分布的區域整體基尼係數值向下偏向10%左右。
分析隻強調了衛生係統的供應角度。
簡介
健康的概念既有道德的成分，也有權利的成分。許多衛生係統的中心目標是確保人口之間的衛生公平。衛生公平可被看作是不論其社會、經濟、地理、權力和聲望地位如何，人口之間在衛生方麵沒有係統性差異。1 - 3這一概念的指導原則是健康平等4要實現這一目標，可以通過提供醫療保健服務和解決醫療保健中任何社會不能接受的不平等現象，而這些不平等可由政策決定決定。4 - 6因此，健康平等的原則首先是為人們創造獲得所需醫療資源的平等機會，2 7不論他們的個人特點和支付能力。8 9
不平等和不平等之間的區別可能是模糊的10 11因為這兩個概念都指的是不公正和社會不可接受的差異。由可避免的原因造成的不公平不平等是不平等的具體形式。12然而，這兩個概念並不是同義詞。不平等被認為是對可避免的不公平差異的量化描述，而不具有價值判斷，不屬於來自個人責任的合法發生。13日14在人權領域，這個概念在更廣泛的意義上被用來描述個人之間的差異，其中有些差異可能是不可避免的，至少以目前的知識和方法。15一般來說，不平等的概念是動態的，可以有不同的解釋，並與人們的社會經濟結構高度相關。16與不平等一樣，任何衡量不平等的標準都涉及規範性判斷。17我們應用了布拉曼(Braveman)對不平等的定義，該定義指的是“由於可以通過政策最小化或修改的條件而導致的人與人之間資源或結果分配的差異”。5
醫療平等政策的成功取決於政治背景的影響，18關於不平等的信息質量17個月19 - 21日以及針對已查明的不公正不平等采取的行動是否恰當。然而，政府的政策可能偏袒窮人，特別是當私營部門的份額很小的時候，22經濟、政治、道德或實際方麵可作為分配資源的標準。13盡管分權和不平等之間的聯係不明確，但分權政策一直是確保社會公正和解決不平等的普遍做法。23日24分權體製下的地方政府在權力、邊界、能力、社會經濟和人口因素、選民的生活條件和醫療保健需求方麵可能有所不同。20 25 26這些情況突出了不平等的複雜性和可能發生的情況，以及不平等和判斷並存的情況。
確保將人力和物力衛生保健資源公平分配給各地區人民，有助於改善衛生保健成果。醫療保健不平等是阻礙醫療保健係統成功的條件之一，一直是政策製定者和規劃者關注的問題。然而，幾乎沒有證據表明在埃塞俄比亞分散的體係中醫療不平等的程度。因此，我們的研究旨在衡量從2000年到2015年選定的醫療資源和結果的不平等。預計研究結果將有助於更好地理解現有衛生政策的影響，為盡量減少不公平不平等的行動提供信息，有助於加強全民健康覆蓋的政策決策，並最終有助於在埃塞俄比亞乃至更遠的地方實現衛生方麵的可持續發展目標。
方法
設置
埃塞俄比亞是一個聯邦民主國家，由九個民族地區州和兩個特許城市(以下簡稱地區)組成。根據埃塞俄比亞中央統計局(CSA)的數據，2015年，80.6%的總人口居住在農村地區。2015年各地區的地理位置、人口比例等指標見圖1．
埃塞俄比亞各區域、2015年的比例、份額和選定指標(資料來源:埃塞俄比亞中央統計局，2015年和埃塞俄比亞健康和人口調查，2016年)。嬰兒死亡率;LB，活生;五歲以下兒童死亡率。
研究設計和數據來源
我們進行了麵板數據分析，以衡量埃塞俄比亞選定醫療資源和結果分配的不平等。通過麵板數據分析，可以更好地了解衛生保健係統不平等的趨勢和程度。27該小組由11個地區(n=11)從2000年到2015年的年度數據組成。這些數據與每個地區的政府衛生支出(GHE)、衛生保健人力、衛生保健基礎設施、人口和衛生保健結果有關。區域數據取自埃塞俄比亞的《健康和健康相關指標》。該公報自1994年以來每年由埃塞俄比亞聯邦衛生部政策規劃局出版。我們還使用了埃塞俄比亞國家統計局基於人口普查的各地區年度人口估計數，以及埃塞俄比亞衛生和人口調查(EDHS) 2000年至2016年的5份年度報告。28-32
患者和公眾的參與
我們使用來自公共領域的數據，並專注於醫療保健係統的供應角度。沒有患者或公眾直接參與數據收集和分析。本研究擬在埃塞俄比亞的背景下回答以下三個基本的分配不平等問題:
衛生保健資源和結果在各區域之間的分配是否公平?
在選定的分布中，總體不平等的趨勢和程度如何?哪個不平等成分(區域間、區域內、交互項基尼係數)主要解釋了每個分布的總體不平等?
哪些衛生保健資源占全球衛生保健資源的主要份額?相對於平均全球衛生保健資源的邊際變化，相對不平等的變化是什麼?
變量(指標)
考慮到GHE總數和每個選定的衛生專業人員的總數，以分析衛生保健係統的財務和衛生保健人力規模。這些方麵對於醫療保健基礎設施的正常運作至關重要。各地區各功能衛生保健基礎設施(衛生中心、各級公立醫院總和和公立醫院床位)的總數也是衛生保健資源相關變量。每年醫院門診部的人均就診人次、完全免疫兒童的比例以及埃塞俄比亞衛生和人口調查的5個年度報告，這些都是與保健結果相關的指標，報告涉及每個地區每1000活產5歲以下兒童死亡率和嬰兒死亡率。
GHE是醫療保健的一個關鍵決定因素，33 34特別是在像埃塞俄比亞這樣的國家，公共部門是醫療保健服務的主要提供者。2013年和2014年的GHE缺失數據以及所有地區2015年的醫生缺失數據是使用每個分布的年平均增長率估算的。亞的斯亞貝巴(亞的斯亞貝巴)的五家中心醫院由埃塞俄比亞聯邦政府資助和管理，被納入亞的斯亞貝巴地區的分析。一個地區各分布(變量)的年總數除以該地區的年總人口。由於各個地區的人口規模不同，所以每個分布的比例再次用固定人數加權，以確保指標的一致性。現將分析中使用的指標摘要開列如下。
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| ＊=a + b | **=a + b+c + d |
不平等的分析與解釋
我們采用各種方法對不等式進行度量和分解。泰爾L (θl)和泰爾T (θT)指數的計算，以量化16年時間內分布的總體不平等。采用這些措施是為了突出各區域每年人口規模相同分布的不同方麵。的θl(平均對數偏差)對分布下尾的變化更為敏感，而θT對上尾的變化更敏感。35 36的θl和θT可以用下麵的數學表達式計算嗎37-39：
在哪裏n表示區域數量，P我是人口的比例我th地區,Y我是一個給定分布的比例嗎我th地區。
盡管泰爾指數完美地分解為區域間和區域內的不平等成分，但這種技術阻礙了對分布總體不平等的重新排序效應。同時，還提出了方差相等的對稱分布假設40在我們的例子中很容易被違反，因為這些區域是異質的，在分布上更可能有差異。
此外，我們計算了基尼指數(GI)，這是衡量醫療保健在人口方麵分配不平等的最常用指標之一。41-44GI對中間分布的差異很敏感，45對異常值不敏感，與洛倫茲曲線有很好的關係。46因此，從代數上講，GI可以被描述為洛倫茲曲線和45度等號線之間麵積的兩倍，38可以用下麵的數學方程來計算47：
μ:在哪裏μ為總體分布的均值，n是區域的數量，
分布的值是否在我th地區,
是一個區域”S人口份額和
是相對的排名嗎我th地區。
盡管GI可以直接比較具有不同人口規模的單位之間的不平等，48區域數量少(n=11)，區域間人口規模差異大，以及人口規模與GI之間的直接聯係，都可能導致有偏見的結果，即比較區域間的基尼係數不平等和不平等隨時間的變化可能導致偏見。因此，我們考慮了delta提出的樣本小的簡單一階偏差修正項，表示為49：
在哪裏
為調整後的小樣本GI和n是區域的數量。因此，我們研究區域的GIs將被低估約10%。GI的值範圍從0(絕對相等)到1(絕對不相等)。50基尼係數不平等的程度是根據五個量表值來判斷的，這五個量表值被分類為絕對平等(GI <0.2)、高度平等(GI=0.2 - 0.3)、不平等(GI=0.3 - 0.4)、高度不平等(GI=0.4 - 0.6)和絕對不平等(GI >0.6)。51基尼值大於0.5的分布也可以被認為是極化的。39使用這個量表隻是為了簡化解釋，因為不平等的程度與具體情況有關，可以以不同的方式進行判斷。
我們進一步應用了不同的基尼係數分解技術。首先,Pyatt52采用整體基尼係數分解技術，量化區域基尼係數(
)，區內基尼係數(
)和交互偽基尼(
)每個分布的不等式分量。這些組成部分的總和提供了分布的整體基尼係數。這種建模方法利用了觀測值>0。交互項(反變項，重疊項或交叉項)是一種重新排序的效應，當一個區域的最高分布與另一個區域相同變量的最低分布重疊時，就會發生這種效應。52-55該方法避免了不等式分解泰爾指數中相互作用項可能產生的模糊性52 56更有吸引力的是製定適當的措施來減少不平等。54
其次，我們利用詹金斯和範·科姆斯的理論計算了在基線和研究結束期間整體不平等的變化程度。57不等式的分解在兩個時間點發生變化。第三，對解釋變量(衛生保健資源)運行人均全球衛生保健收入(loghe)對數回歸模型，估計其在人均全球衛生保健收入總量中的相對份額，然後進行Shapley後估計統計。58這種方法使用r2值的回歸模型，通過處理殘差可能產生的問題，精確量化估計。這些估計附加地產生了總體的GHE，並指出了那些需要解釋的變量。59 - 61最後，我們應用了整體GHE不等式(GGHE)的解釋變量使用Lerman和Yitzhaki62分解方法如下:
在哪裏K是醫療保健資源變量，其範圍為k= 0,……K，Rk為排名解釋變量與整體GHE不等式的基尼係數相關性，Gk解釋變量的基尼和年代k為解釋變量的GHE份額。
該技術結合了集中度指數的概念，並被用於量化解釋變量相對邊際變化、相對GHE不等式和基尼彈性，這些變量相對於各區域平均GHE和人口隨時間的邊際變化。人工計算了解釋變量的相對GHE不等式和彈性值。這些指標使我們能夠解釋不平等的基尼係數。63 64我們使用bootstrap和Jackknife技術來確定指標的95% CI。65 66所有分析均使用Stata統計軟件Release 14 (StataCorp LP, College Station, Texas, USA)進行。對調查結果的解釋和討論是基於基尼值的。
結果
泰爾指數和基尼指數始終顯示，2000年至2015年，埃塞俄比亞在人均GHE、衛生保健人力、衛生保健基礎設施和一些衛生保健結果指標方麵存在高度的總體不平等。除人口發展指數和人均門診人次外，所有指標的三個指標中至少有兩個的綜合不平等值有共同交點。盡管在基線和研究期結束期間，不平等程度大幅減少，但許多指標的gi仍與總體人均GHE不平等密切相關。人均平均社會收入的邊際增加導致有利於各區域有利人口的分配的相對邊際增加。所有指標的彈性值<1表明存在不足。區域不平等之間的淨效應主要解釋了各分布的總體不平等，相互作用項為>0。
GHE的不平等
全球高等教育的人均總體平均GI為0.596 (95% CI為0.544至0.648)，2006年以後，不平等現象顯著減少(圖2一個)．這些區域的總體GI範圍從HA的0.317 (95% CI 0.252 ~ 0.381)到SNNP的0.624 (95% CI 0.526 ~ 0.722)。區域間淨不平等和交互項分別占GHE總體人均不平等的54.4%和37.9%，(表1)．
2000年至2015年埃塞俄比亞選定醫療資源分配的總體不平等趨勢。注:這一數字顯示的是政府衛生支出(GHE)、全科醫生(gp)、專科醫生(SPDs)、衛生官員(HOs)、護士和助產士(NMWs)、所有醫生(APHYs)、藥學人員(PHARM)、醫療實驗室人員(MLABP)、環境衛生人員(ENV’thp)、衛生中心(hc)、公立醫院(PHPs)、醫院病床(HPBs)、醫院門診部就診人次(OPDV)和完全免疫兒童(FIMM)的吉尼指數(GI)。beplay体育相关新闻
衛生保健隊伍的不平等
總體GI在NMWs的0.428 (95% CI 0.393 ~ 0.463)和spd的0.682 (95% CI 0.646 ~ 0.718)之間(表1)．包括時間序列觀測分析中的零值，spd的GI為0.704 (95% CI 0.652至0.756)。區域間的淨不平等範圍為53.8% ~ 95.0%，區域間的相互作用項最低(1.6%)，最高(38.7%)。在16年的時間跨度內，農區間的AM (GI=0.387, 95% CI 0.281 ~ 0.493)和OR (GI=0.319, 95% CI 0.193 ~ 0.444)和牧區/半牧區間的BG (GI=0.368, 95% CI 0.248 ~ 0.487)、GA (GI=0.356, 95% CI 0.233 ~ 0.478)和AF (GI=0.323, 95% CI 0.223 ~ 0.424)在種群分布上表現出不平等。各地區住房質量指數分布的不平等現象普遍存在，而SO (GI=0.638;95% CI 0.435 ~ 0.841)和AA (GI=0.633, 95% CI 0.494 ~ 0.771)為絕對不平等區域。除甘油三酯外，其他農區NMWs和SKHPs均存在差異。PHARP分布在GA區，MLABP分布在BG區和HA區。GA和所有城市/城市主導地區EVT 'THP分布均存在不平等。包括分析中的零值，PHARP和EVT 'THP的總體GI分別為0.541 (95% CI 0.492 ~ 0.590)和0.467 (95% CI 0.402 ~ 0.531)。 The magnitude and trend of the overall inequalities in the distributions of the GHE and the healthcare workforce at the national level is indicated in圖2 a, B．
醫療保健基礎設施的不平等
HC、PHP和HPB分布的總體GI和相同分布的區域間淨不平等分別占各分布總體不平等的0.409 (95% CI 0.380 ~ 0.439)、0.460 (95% CI 0.404 ~ 0.517)和0.592 (95% CI 0.563 ~ 0.621)，分別占各分布總體不平等的44.7%、94.0%和92.1% (表2)．HC分布的相互作用項最高(47.7%)。醫療保健基礎設施的總體不平等趨勢顯示在圖2 c．BG (GI=0.223, 95% CI 0.168 ~ 0.278)、HA (GI=0.290, 95% CI 0.244 ~ 0.336)和AA (GI=0.242, 95% CI 0.150 ~ 0.335)區hc分布均勻。除SO區(GI=0.314, 95% CI−0.120 ~ 0.748)和SNNP區(GI=0.598, 95% CI−0.185 ~ 1.380)HPBs的GI值不顯著高外，其餘區域的PHP和HPB分布的GI值均<0.3。所選醫療保健資源分布的區域差異如圖所示圖3．其中，甘油三區最低50%、中間40%和前10%人群獲得的新生物資源分別占該地區總新生物資源的31.2%、50.5%和18.3%。
2000年至2015年埃塞俄比亞選定醫療資源分配的區域不平等。注:該數字表示按地區分列的護士和助產士、所有醫生、藥房人員、保健中心、公立醫院和醫院病床的基尼係數。每種資源的份額是根據每個地區人口排名的後50%、中間40%和前10%進行分類的。地區:AA，亞的斯亞貝巴;房顫,遠處;點,阿姆哈拉;BG Ben-Gumuz;DD,爾達瓦;GA, Gambella;哈,他; OR, Oromia; SO, Somali; S/P, Southern Nations, Nationalities and Peoples; TG, Tigray.
醫療保健結果的不平等
人均住院門診就診(GI=0.349, 95% CI 0.321 ~ 0.377)和FIMM兒童(GI=0.307, 95 CI 0.269 ~ 0.345)的總體GIs顯示出不平等。相同指標區域間不平等淨額分別占總體不平等的75.1%和59.0% (表2)．我們觀察到，在整個16年的時間裏，FIMM兒童的總體不平等在持續減少(圖2 c)．AF區(GI=0.341, 95% CI 0.249 ~ 0.432)、GA區(GI=0.427, 95% CI 0.303 ~ 0.550)、SO區(GI=0.524, 95% CI 0.384 ~ 0.665)、AF區(GI=0.393, 95% CI 0.219 ~ 0.566)、BG區(GI=0.311, 95% CI 0.217 ~ 0.405)的人均OPD就診GIs均高於其他地區。五歲以下兒童死亡率與兒童死亡率之間的區域不平等淨額分別占各指標總體不平等的47.1%和49.5%。
在基線和研究期結束期間，人均GHE的總體基尼係數不平等變化表明，不平等減少了31.2% (P=0.030)。gp、APHYs、HOs、NMWs、skhp和MLABP的GIs均降低1 / 3以上(P<0.01) (表3)．SPD、PHARP和ENV 'THP分布的GIs降低不顯著(P>0.05)。HCs總體分布和FIMM兒童覆蓋率的GIs分別降低了60.3%和63.8% (P<0.001)。U5MR的不平等增加了64.5% (P=0.048)。
估計的Shapley值表明，醫療保健人力和醫療保健基礎設施分布的相對份額分別為總體GHE的46.5%和53.5%。居屋者(18.09%)、非居屋者(17.20%)、非居屋者(10.65%)、非居屋者(9.58%)及長者(32.32%)的GHE (表4)．第3欄表5顯示了這些變量與人均GHE總體不平等之間的強相關性。第5和第7列表示解釋變量相對於人均平均全球衛生收入邊際變化的相對全球衛生收入不平等和彈性值。所有變量的彈性值均<1。
最高和最低的相對GHE不平等和基尼彈性分別為住房經營者(0.8525 vs 0.8513)和環境衛生人員(0.3750 vs 0.3612)。beplay体育相关新闻平均GHE的邊際增加導致所有解釋變量(第6列)在區域內對特權人群的分布邊際增加(負號表示該指標在優勢人群中的集中)。在同等條件下，人均GHE增加了1%，導致全科醫生向各區域最富裕人口的分配增加了0.0027%。
討論
本研究分析了埃塞俄比亞2000年至2015年選定醫療資源和結果分配的不平等趨勢和程度。我們的研究結果顯示，在我們分析的大多數分布中，總體上存在高度的不平等。埃塞俄比亞GHE的地區間不平等淨額占GHE總體平均不平等的54.4%。盡管一個國家較好的經濟地位和充分的公共衛生資源分配可以對衛生係統的結果產生積極影響，67在資源不足的國家，權力下放可能會導致更多的區域間不平等。68然而，來自治理分散的高收入國家的證據顯示，人均衛生支出的區域間不平等沒有增加。69在我們的研究中觀察到的全球衛生收入總體高度不平等可能是由多種因素造成的，包括衛生優先次序、發展優先事項或遵守國家衛生政策方麵的區域差異。70與其他研究的證據一樣，GHE的撥款較少，區域政府在衛生支出方麵的作用不同，71區域經濟績效差異與平衡機製薄弱34 72可能導致了我們發現的GHE不平等。
在我們的研究中觀察到的GHE不平等的顯著減少可能與GHE的公平分配增加有關，這是由於在過去十年中國家GDP的逐步提高。73此外，GHE不平等的減少可能意味著地區政府增加了對衛生支出的承諾，74 - 76改善治理77 78或增加發展夥伴對衛生的承諾。然而，全球衛生保健收入的總體不平等仍然過高，足以造成保健方麵的區域不平等。GHE總體不平等與某些衛生資源不平等之間的強相關性可能表明國家和地區政府對衛生資源的優先分配，其成功取決於衛生資源的合理分配。79來自南非的一項研究的證據表明，衛生預算使用能力較好的區域也有更好的機會獲得、分配和支出更多。80
相對於勞動力密度較低的地區，擁有相當分布的醫療工作者的高密度地區更有可能滿足其人民的醫療保健需求。35在我們的研究中觀察到的衛生保健人力的地區不平等之間的高淨值可能意味著有限的可用衛生保健人力的短缺和分布不均。這反映在各地區向優勢人群分配的醫療資源相對邊際增加，以及所分析的所有醫療資源的彈性值<1。在我們的研究中，所有醫療資源的彈性值<1，表明這些資源仍是確保這些地區獲得醫療保健的必要投入。34中國的一項研究也報告了衛生人力的親富集中，81而來自一個發達國家的其他人則報告說，在實行分權製度後，各地區之間的不平等現象有所減少。82
與中國報告的不平等相比，我們的研究中全球平均水平和NMWs的總體不平等分別超過三倍(GI=0.591 vs GI=0.191)和約兩倍(GI=0.428 vs GI=0.267)。83在我們的研究中觀察到，多年來專業醫生分布的絕對不平等，加上培訓和培養合格的全科醫生和專業醫生所需的時間較長，再加上埃塞俄比亞專業醫生由於不同原因的更替，從DD地區的21.4%到AM地區的43.3%，84可能會使減少不平等變得更具挑戰性。在我們的研究中，apy分布的總體不平等(GI=0.612 vs GI=0.532)略高於斐濟的一項研究報告48而且遠遠高於日本的報告41 85和蒙古。42跨區域的APHYs基尼值相對均勻但較小，可能暗示著隱藏的不平等現象。15
與中國報告的結果相比，總體衛生保健基礎設施分布(hc、php和HPBs)也高度不平等。86然而，衛生保健分配的不平等現象持續顯著減少，不平等現象減少了三分之二(60.3%)，這表明中央和地方政府為改善農村居民獲得初級保健的機會作出了努力。87相反，初級保健人員總體不平等的增加趨勢也可能意味著衛生保健工作人員的不平等也在增加，特別是在全科醫生和初級保健醫生之間。同樣，其他一些國家報告說，衛生保健人力、衛生設施和醫院床位的地理分布存在很大差異。86在我們的研究中，衛生保健基礎設施分布的高度不平等可能反映了各地區在發展、管理、機構能力、優先事項和滿足當地人民衛生保健需求的戰略方麵的差異。
在埃塞俄比亞，大多數人生活在農村地區，保健資源分配總體上高度不平等，這可能對該國衛生部門目標的統一實現構成挑戰。正如阿特金森所說，“一個分配更公平的小蛋糕，可能比一個高度不平等的大蛋糕更受歡迎。"．16因此，各地區衛生保健資源的高度不平等可能會對減少其他衛生保健資源的不平等提出挑戰。最大限度地減少各區域之間現有的不平等至關重要，但成功與否可能取決於政府承諾改善籌資和衛生保健資源分配，以及確定減少不平等的其他具體機會和障礙。
一個國家或地區的經濟、社會、政治和基礎設施地位是決定衛生保健成果成功與否的根本因素。67據信，埃塞俄比亞保健計劃的擴大為人們提供了利用醫院服務的機會。87然而，在人均門診人次方麵，地區不平等的淨差異相當高(75.1%)，隨著時間的推移，不平等的減少不顯著。在16年的時間裏，四個牧區/半牧區中的兩個(AF和GA)在人均門診人次方麵存在高度不平等。在埃塞俄比亞，這種不平等現象的原因可能是，大多數農村居民獲得醫院服務的機會較低，缺乏合格的提供者，初級保健單位和初級保健計劃之間轉診聯係薄弱，以及其他個別因素，如對醫院服務的好處認識不足和財政拮據。最近在埃塞俄比亞進行的一項研究還報告了每天或每周定量配給實驗室化驗、醫院處方、放射檢查和提供次優治療的做法，88所有這些都可能導致醫院服務利用率低。據報告，生活在偏遠地區、窮人和少數民族的人對醫院服務的使用率也很低。79年7
盡管在研究期間，FIMM兒童的總體不平等(63.8%)顯著減少，但U5MR表現出顯著的不平等。在埃塞俄比亞進行的微觀層麵研究確定了醫院無法進入與疫苗可預防疾病(麻疹)死亡之間的聯係89以及HC難以獲得和兒童高死亡率之間的關係。90其他國家也報告說，新生兒和5歲以下兒童死亡率方麵的社會經濟不平等有增加的趨勢。21由於不可避免的環境和個體差異的可能發生，如生物學因素，將難以進一步減少U5MR和IMR的整體區域間的小程度不平等。91
本研究的優勢和局限性
這項研究全麵了解了埃塞俄比亞16年期間選定的衛生保健資源和結果不平等的程度和趨勢。不同計量經濟模型的應用幫助我們描述了分散係統中的不平等。綜合使用來自埃塞俄比亞聯邦衛生部年度出版的《健康和健康相關指標公報》的數據、埃塞俄比亞國家統計局基於各區域人口普查的人口估計數以及來自5個年度EHDS報告的數據，可能有助於提高調查結果的可靠性和可信性。該分析基於少數地區，這可能導致人口較少地區的GIs向下傾斜。盡管如此，我們發現在人口規模較小的地區，某些指標的不平等程度相對較高;Pyatt基尼係數分解技術生成的區域基尼值可能被低估。我們也承認，對不平等變化在兩個時間點上的分解不能提供關於不平等動態隨時間變化的整個故事的信息。此外，分析基於總水平數據，強調衛生係統的供應角度。
政策影響
要使整個衛生保健係統取得成功，實現埃塞俄比亞衛生方麵的可持續發展目標，就需要持續和協調一致的努力，以進一步減少在獲得衛生保健方麵觀察到的不平等現象。本研究不僅揭示了衛生資源分配不平等的程度和趨勢，而且揭示了衛生資源的總體短缺。衛生保健基礎設施中相對較高的衛生保健費用比例也表明，地方和中央政府更重視擴大衛生保健設施，而不是滿足設施的衛生保健人力標準。這種情況要求作出更協調一致的努力，以滿足所有地區所有人，特別是生活在牧區和半牧區的人的保健需求。本研究發現的醫療保健資源缺口意味著需要:
實施保健標準，並對保健設施進行認證，確保其達到預定的最低保健人力和物質要求，並加強監測所有地區基本保健機會不平等的機製。
建設地區衛生局的機構能力，以密切跟蹤和解決每個地區內的分配不平等問題。
引進機製，在不增加貧困公民的費用負擔的情況下籌集足夠的衛生預算。
結論
盡管不平等現象正在逐步減少，但在埃塞俄比亞，一些醫療保健資源的分配和結果仍然存在嚴重的不平等。人均GHE較低，加上高度不平等，使情況更具挑戰性。與大多數成員國一樣，埃塞俄比亞承諾到2030年實現可持續發展目標。除非埃塞俄比亞顯著加大努力，提高人均GHE，並實施減少不平等的機製，否則在實現各區域與衛生相關的可持續發展目標方麵的按比例進展可能變得不太可行。進一步調查妨礙更公平地獲得醫療保健服務的具體障礙及其根源，對於有助於減少埃塞俄比亞醫療保健方麵的不平等，或許也有助於減少類似的低收入環境，具有至關重要的意義。
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腳注
病人同意發表不是必需的。
貢獻者AW在發展概念、分析數據和解釋研究結果以及撰寫稿件方麵做出了貢獻。AT從一開始就為概念的發展、整個作品的形成、思想的發展和對手稿的不斷審查做出了貢獻。他是保證人。AAS參與了該方法論的發展和完善，並修改了手稿。非政府組織參與製定調查結果的方法和解釋。
資金作者們還沒有從任何公共、商業或非營利部門的資助機構為這項研究宣布具體的資助。
相互競爭的利益沒有宣布。
來源和同行評審不是委托;外部同行評審。
數據共享聲明這項研究基於公開的數據。檢索到的數據集可根據合理要求從通訊作者處獲得。