Dépenses en santé et appauvrissement des ménages au Bénin.

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1 Dépenses en santé et appauvrssement des ménages au Bénn. HOUENINVO Gbodja Hlare Faculté des Scences Economques et de Geston, Unversté d Abomey Calav (Bénn). Résumé Adresse de correspondance : thouenn@yahoo.fr Cet artcle a examné d une part, l effet d appauvrssement des dépenses en santé des ménages au nveau natonal et d autre part, les détermnants des dépenses en santé des ménages au nveau mcro en vue de l estmaton des moyennes de dépenses en santé selon les caractérstques soco-économques des ménages. L approche de Wagstaff et Doorslaer (2003) a été utlsée pour évaluer l effet d appauvrssement des dépenses en santé des ménages. Ensute, le modèle à deux partes a été utlsé pour dérver les moyennes ajustées des dépenses en santé selon les caractérstques des ménages. Les prncpaux résultats ont montré que les groupes les plus rches dépensent plus, en termes absolu dans les servces de santé que les groupes correspondant aux plus pauvres. Cependant, les ménages du trosème et quatrème quntle de revenu ont des parts du budget allouées à la santé plus fable que celle des ménages du premer quntle. De plus, les dépenses en santé augmentent l ncdence et l ntensté de la pauvreté au Bénn. Nos résultats ont auss montré qu l n y a pas d économe d échelle dans la consommaton des sons parce que le nveau des dépenses de santé est postvement et sgnfcatvement corrélé avec la talle du ménage. Mots Clés : Pauvreté, dépenses en santé, servces de santé, appauvrssement, accès aux sons. Classfcaton JEL : I12 ; D12 ; D31 I- Introducton La santé joue un rôle fondamental dans le processus de développement et de réducton de la pauvreté. En effet, la mauvase santé cause la pauvreté des ménages à travers la réducton de la productvté et les rsques fnancers y afférents (Commsson macroéconome et santé, 2002). La producton de la santé nécesste des nputs notamment des dépenses en santé qu peuvent être relatvement élevées par rapport aux nveaux de revenu des ménages. Cette pour cette rason que la Banque Mondale (2000) a recommandé aux gouvernements de mettre en place des systèmes de santé basés sur un système de fnancement qu protège la populaton contre les rsques fnancers assocés à la malade. L une des conséquences désastreuses de la mauvase santé est l appauvrssement des ménages causé par les dépenses de santé. L effet d appauvrssement d un ménage est conceptualsé comme étant le fat que les dépenses de santé ont poussé le ménage en dessous de la lgne de pauvreté (Xu, 2005). La part des dépenses en santé effectuées par les ménages d une régon ou d un pays dépend des modes de fnancement du système de santé en vgueur. Par exemple, en Afrque le fnancement prvé de la santé y comprs les dépenses des paements drects des sons médcaux sont relatvement élevés (Whtehead et al, 2001 ; OMS, 2013). Autrement dt, 1

2 les dépenses en santé consttuent une charge substantelle pour les ménages notamment pauvres et sans assurance malade (Narayan, 2000 ; Xu et al., 2003). En conséquence, elles reflètent les barrères fnancères à l accès aux servces de santé par les ménages et donc ont des effets négatfs sur la demande des servces de santé et le nveau de ve des ménages (Garg et Karan, 2009 ; Gertler et al, 1987). De même, les dépenses en santé consttuent un facteur de dsparté d état de santé entre les dfférents groupes soco-économques (van Doorslaer et al., 2006 ;O Donnell et al., 2007 ; Garg et Karan, 2009). En outre, les dépenses en santé couvrent des besons essentels qu ne sont pas complètement ncorporés dans le calcul des dfférents seuls de pauvreté, et le Panel de l Académe Natonale des Scences des Etats Unes d Amérque a recommandé que la pauvreté sot évaluée après déducton des dépenses en santé des ménages (Peters et al, 2008). Des dépenses en santé élevées pourraent augmenter la dépense totale de consommaton des ménages audessus de la lgne de la pauvreté les classant ans dans le groupe de ménages non pauvres quand ben même leurs dépenses en almentaton et en habllement, par exemple, les classent en dessous de la lgne de pauvreté. De même pour les ménages qu ayant vendu des actfs ou s ayant endetté pour payer les sons de santé ne seront pas compter parm les pauvres s leurs dépenses en santé élevées augmentent leurs dépenses totales au-dessus de la lgne de la pauvreté conventonnelle. Ans, les mesures conventonnelles de la pauvreté utlsées dans la plupart des pays y comprs le Bénn ont beson d être ajustées par les dépenses en santé. Le système de sons bénnos est caractérsé la coexstence des secteurs publc et prvé. Géré par le Gouvernement, le secteur publc joue les rôles concepton des poltques santares, de réglementaton, de fournture des servces publcs de santé, de formaton du personnel, Les fras d hosptalsaton et de tratement dans le secteur publc sont partagés avec les usagers. Le secteur prvé de sons fournt offre des prestatons de sons et pratque des prx répondant à une logque de marché. Les consultatons natonales sur les prortés de développement dans le cadre du post 2015 ont révélé que la constructon d un système de santé plus effcace et équtable vent au premer rang avec 61,5% (PNUD, 2013). Le Benn a alloué envron 4,3% de son PIB à la santé en 2009 (OMS, 2013), et ne dspose pas d une assurance socale malade 1 effectve pour faclter l accès aux sons des pauvres. Mons de 10% de la populaton dspose d une couverture assurance malade à travers les mécansmes d assurance du secteur prvé, le paement drect étant prncpal moyen de fnancement de la santé (MSP, 1 Le Bénn est en tran de mettre en place un régme d assurance malade unverselle. Ce programme n est pas encore effectf.

3 2011). Les dépenses de sécurté socale en matère de santé représentent 0,5% du total des dépenses publques de santé contre 7,0% pour l Afrque et, la part des dépenses d assurance malade prvée dans le total des dépenses prvées de santé est de 7,3% contre 29,0% pour l Afrque. De même, les dépenses de paement drect de sons en pourcentage des dépenses prvées de santé demeurent élevées (92% contre 61,6 % pour l Afrque) (OMS, 2012). Ans, les dépenses en santé effectuées par les ménages consttuent une varable de poltque économque au Bénn à l nstar des pays à fable revenu caractérsés par des taux de pauvreté de plus en plus élevé. En dépt de l mportance que revêtent les dépenses en santé des ménages en Afrque et au Bénn en partculer, peu d études ont abordé la dstrbuton soco-économque des dépenses en santé et leur effet sur l appauvrssement des ménages. Par conséquent, la compréhenson de la dstrbuton soco-économque des dépenses en santé des ménages permet d dentfer les groupes de populaton sur lesquelles repose le fnancement de la santé. S par exemple, ce sont les groupes des ndvdus les plus pauvres qu consacrent une forte proporton de leur revenu aux servces de santé, des réponses approprées peuvent être apportés par les décdeurs publcs. A ce effet, l ajustement des mesures standards de la pauvreté au Bénn par les dépenses en santé est utle pour éclarer les réformes de fnancement de la santé et de réducton de la pauvreté. En effet, s les dépenses en santé poussent les ménages vulnérables dans la pauvreté, l y a nécessté de rendre les servces publcs de santé accessbles pour les ménages pauvres et de réguler les normes de responsablté socale des prestatares prvés de sons. Cet artcle contrbue ans à la lttérature exstante par une nouvelle évdence basée sur un contexte spécfque qu est le contexte bénnos. En comblant ce gap, les résultats de l artcle fournssent des nputs pour amélorer le fnancement de la santé et la réducton de la pauvreté qu sont des prortés à l échelle natonale et nternatonale. Au regard de ces observatons, cet artcle a pour objectf d analyser à partr de données sur les ménages bénnos la dstrbuton soco-économque des dépenses en santé par quntle de revenu et d évaluer les effets d appauvrssement des dépenses en santé sur les ménages en termes de proporton de ménages poussés en dessous de la lgne offcelle de pauvreté et d ntensté de la pauvreté. Afn de comprendre au-delà de l effet d appauvrssement agrégé au nveau natonal, l artcle a dentfé les détermnants mportant des dépenses de santé au nveau mcro avec un ntérêt partculer sur le revenu des ménages tout en contrôlant l effet des autres caractérstques soco-économques et démographques des ménages.

4 L analyse est conçue pour tester tros hypothèses de comportement des ménages dans le contexte bénnos ; () l hypothèse de progressvté des dépenses en santé des ménage, () L effet d appauvrssement des dépenses en santé est plus prononcé en zone rurale, () le nveau absolu du revenu nfluence dfféremment le nveau de dépenses en santé des ménages pauvres et non pauvres. En dehors des caractérstques des ménages, l analyse a ncorporé le côté offre du système santare bénnos en termes de densté des nfrastructures santare et éducatve dans la recherche des prncpaux détermnants sgnfcatfs de dépenses de santé des ménages. Enfn, le modèle à deux partes utlsé pour ajuster l estmaton des dépenses de santé offre l avantage statstque de ne pas gnorer les ménages les ménages sans dépenses de santé au cours des sx mos de pérode de référence. Le reste de l artcle est structuré comme sut : la secton II présente les données et les méthodes d analyse utlsées. La secton III est consacrée à la présentaton et à la dscusson des résultats. La secton IV conclu avec des mplcatons de poltque économque. II- Données et méthodes d analyse IIa- Source de données Les données provennent de l Enquête Modulare Intégrée sur les Condtons de Ve des Ménages (EMICoV) réalsée en 2009 par l Insttut Natonal de la Statstque et de l Analyse Economque du Bénn. Les données utlsées porte sur ménages composés de ndvdus/membres. La base de données content 17,76% de ménages ayant zéro dépense de santé. EMICoV est natonalement représentatve, et a collecté des données sur les dépenses des ménages relatves à pluseurs tems y comprs les dépenses en santé, les caractérstques démographques des membres du ménage, les caractérstques soco-économques du ménage. L enquête a évalué le coût des servces de santé effectvement consommés par le ménage au cours des sx (6) derners mos précédant l enquête. Les dépenses en santé enregstrées ncluent les fras de consultaton, des servces des hôptaux, des servces médcaux, des analyses médcales, des produts pharmaceutques prescrts ou non et d apparels et matérels thérapeutques. EMICoV n a pas collecté des données sur l état de santé/besons en sons médcaux des ndvdus. De plus, les dépenses en santé n ont pas nclus les dépenses relatves aux sons tradtonnels.

5 IIb- Méthode Nous avons adopté le ménage comme unté d analyse pour évaluer l mpact fnancer des servces de santé. En effet, les décsons relatves aux vstes médcales ou à l utlsaton des sons médcaux sont basées sur les négocatons entre les membres du ménage et les coûts sont supportés par le budget du ménage (Russell, 2004). Afn de comprendre la dstrbuton des dépenses en santé agrégées au nveau ménages, l échantllon a été dvsée en quntles de revenu par tête approché par les dépenses de consommaton car la consommaton reflète le revenu permanent et est mesurée avec plus de précson que le revenu (Waters, 1999). La dévaton de l égalté des dépenses en santé (négalté) a été cernée en comparant à la fos les dépenses en santé par tête et la part du budget allouée aux servces de santé parm les dfférents soco-économque. Nous avons utlsé l approche de Wagstaff et Doorslaer (2003) pour mesurer l effet d appauvrssement des dépenses en santé des ménages. Ans, nous avons comparé d une part, l ncdence de la pauvreté avant le paement des dépenses en santé à celle d après le paement et d autre part, l ntensté de la pauvreté avant le paement des dépenses en santé à celle d après le paement. L ncdence de la pauvreté ( H ) mesure la proporton d ndvdus ayant un nveau de consommaton par tête nféreure à la lgne de pauvreté ( Z ) qu est un repère économque défn par le Gouvernement du Bénn à travers l INSAE (2009). Par contre, l ntensté de la pauvreté ( G ) est défne comme l écart relatf moyen au seul de pauvreté. Le taux de pauvreté avant le paement des dépenses en santé est calculé en comparant les dépenses de consommaton du ménage y comprs les dépenses en santé à la lgne de pauvreté. Ce taux de pauvreté ( H ) est calculé à l ade de l équaton (1) : H avant 1 X Z n (1) avant 1 X représente le nveau de dépenses totales de consommaton par tête (en franc CFA), Z le seul de pauvreté (en franc CFA) et n le nombre d ndvdus. De façon smlare, le taux de pauvreté après paement des dépenses en santé est calculé en soustrayant les dépenses en santé par tête du ménage des dépenses totales de consommaton par tête et en la comparant avec la lgne de pauvreté. ( X deps ) H 1 1 n Z après (2) De façon analogue, le gap de pauvreté (G ) est mesuré en calculant la moyenne de l écart relatf au seul de pauvreté. G avant 1 P Z X nz (3)

6 Avec G après 1 P Z ( X deps ) nz (4) P 1 s X Z et 0 snon, deps dépenses en santé par tête du ménage. Etant donné que deps est postve, l équaton (2) donne un taux de pauvreté élevé et un plus grand nombre d ndvdu vvant en dessous du seul de pauvreté comparé à l équaton (1). Le pourcentage d ndvdus passant du statut de non pauvres au statut de pauvres à cause des dépenses en santé est donné par : H mpact H apres H avant (5) De façon analogue, le gap moyen de pauvreté c est-à-dre le montant moyen par lequel les ndvdus tombent en dessous du seul de pauvreté à cause des dépenses en santé est mesuré par : Gmpact Gaprès Gavant (6) Des analyses de régresson ont été auss utlsées pour examner les prncpaux détermnants de la dépense de santé des ménages. Etant donné que les paramètres de dépenses de santé sont affectées par les valeurs zéro, nous avons adopté la modèle à deux partes (MDP) qu offre l avantage méthodologque de tenr compte la dstrbuton asymétrque des dépenses de santé en ntégrant les ménages ayant zéro dépense au cours de la pérode de référence (Deb et Trvd, 2002). La premère étape 2 du MDP est un modèle bnare qu décrt la dstrbuton des dépenses de santé entre ménages à dépenses de santé postves et ceux avec zéro, et peut être spécfé comme un probt ou logt (Mullahy, 1998). Afn d dentfer les caractérstques des ménages qu ont enregstré des dépenses de santé postves nous avons c recouru au modèle logt pour la premère parte. x x prob exp y 0 (7) 1 exp Où y 0 ndque que le ménage n a pas vsté -utlser- les servces de santé modernes durant les sx mos précédant l enquête et 1 snon. La seconde parte du modèle prédt le nveau des dépenses de santé, étant donné y 0. Les coeffcents des dépenses prédtes sont estmés en multplant les probabltés obtenues à la premère étape du MDP par les nveaux espérés de la seconde étape du MDP. y / x prob y 0 E y / x ; y 0 E (8) 2 Cette premère parte du modèle analyse les détermnants de l utlsaton les servces modernes de santé : centres de santé, hôptaux, pharmace etc. En conséquence, les ndvdus qu ont recouru aux servces des guérsseurs tradtonnels sont exclus.

7 Dans le second membre de l équaton (8), nous avons comme varable dépendante le logarthme des dépenses de santé étant donné que le ménage a enregstré de dépenses postve. L exponentel des valeurs prédtes sont multplés par le facteur de correcton de Duan (1983), afn d obtenr des coeffcents/paramètres convergents de la dépense de santé à l échelle orgnal de mesure, FCFA. n 1 exp, ln y x n 1 La valeur espérée des dépenses de santé au nveau ménage est donnée par y / x prob y 0 E y / x ; y 0 E (10) La dstrbuton emprque de log y ; 0 étant proche de la dstrbuton normale, la y méthode des mondre carrés ordnares a été utlsée pour estmer la foncton de dépenses en santé.. Fgure n 1 Hstogramme et courbe de densté de la transformée logarthmque des dépenses en santé des ménages. (9) Densté Logarthme des dépenses de santé Notre varable dépendante est le logarthme du montant des dépenses totales de santé par tête ( log(deps ) ) pour tenr compte de la dstrbuton asymétrque des dépenses et nclure les ménages avec zéro dépenses en santé durant la pérode de référence de l enquête. Les varables ndépendantes ntrodutes dans les analyses de régresson sont basée sur la lttérature théorque et emprque. Théorquement et emprquement, l état de santé est nfluencé par le nveau absolu de revenu parce que qu un nveau élevé de revenu augmente la capacté à payer des sons de qualté (Subramanan and Kawach, 2004). Pour tester l hypothèse de revenu absolu qu stpule que plus le revenu par tète est élevé, meux est l état de santé et donc dépenses de santé élevée, nous avons utlsé les quntles de revenu du ménage comme proxy du revenu absolu. Selon Economou et Theodosson (2011), des études ont montré une assocaton entre le nveau d éducaton de l ndvdu et la santé. L augmentaton du nveau

8 d éducaton amélore l accès aux problèmes de santé et condut à une melleure utlsaton des servces de santé. Nous fasons l hypothèse les ménage à bas nveau d»éducaton font face à des factures de santé élevées à cause manque d nformaton santare de fablesse de revenu dsponble. En rason de ces consdératons le nveau d éducaton du chef du ménage est consdéré comme l une des varables explcatve. D autres varables de contrôle utlsées sont :la talle du ménage, les caractérstques du chef de ménage, le mleu re résdence. le mleu de résdence du ménage, le nveau. Etant donné que notre base de données n a pas d nformaton sur l état de santé des ménages, conformément à (Pradhan et Prescott, 2002 ; Km et Yang, 2010), nous l avons approché par la structure d âge des membres du ménage. Suvant Deaton et al. (1989) et Parker et Wong (1997), les régressons comportent des varables bnares régonales proxy de la varaton régonale des prx de sons dans les dfférentes régons du pays. Enfn, la dsponblté des nfrastructures santares et éducatves peut nfluencer l utlsaton des servces et est ncorporée pour tenr compte des facteurs du coté offre des sons de santé. La dépense moyenne de consommaton par tête est ,7 FCFA (tableau n 1). La talle du ménage est d envron 4,92 avec les ménages pauvres ayant une talle relatvement plus élevée les ménages non pauvres (6,48 contre 4,31). La proporton de ménages drgés par des femmes est de 21,3%. Plus de la moté des chefs de ménages sont sans nveau d éducaton (68,74%). Tableau n 1 Prncpales caractérstques de l échantllon. Varables Ensemble Nombre de ménages Moyenne de dépenses de consommaton par tête (95% IC) ,7 (268180,1 ; ,4) Talle ménage 4,92 (4,87 ; 4,96) (95% IC) Age chef de ménage (95% IC) 44,68 (44,47 ; 44,89) % femme chef de ménage 21,64 Nveau éducaton chef de ménage (%) Aucune éducaton 68,74 Prmare 16,61 Secondare 11,73 Supéreur 2,92 Structure groupe âge Membres âgés de mons de 6 ans 1,04 (1,02 ; 1,06) Membres âgés de 6 ans à 14 ans 1,43 (1,40 1,45) Membres âgés de 15 ans à 24 ans 0,65 ( 0,63 ; 0,66) Membres âgés de 25 ans à 40 ans 1,00 (0,99 ; 1,01) Membres âgés de 41 ans à 54 ans 0,50 (0,49 ; 0,51) Membres âgés de 55 ans à 64 ans 0,18 (0,17 ; 0,19) Membres âgés de 65 ans et plus 0,12 (0,11 ; 0,12) % Rural 61,04 Dsponblté en nfrastructures éducatves et 38,33 (37,55 ; 39,11)

9 santares, Source : Calculs de l auteur, EMICoV (2009) V- Résultats et dscusson Nous espérons d une part entre les ménages pauvres et rches, et d autre part entre les ménages ruraux et urbans des dfférences en termes de magntude de dépenses de santé avec dfférentes mplcatons économque. Ans du pont de vue réducton de la pauvreté et du gap d négalté de santé, l est mportant de comprendre de plus près de telles dfférences à effet préjudcables. Dstrbuton soco-économque des dépenses en santé Le tableau n 2 montre que la moyenne des dépenses en santé état de Fcfa par an et par ndvdu en 2009 avec des dfférences sgnfcatves d une part, entre ménages pauvres et rches vvant en zone rurale (2016,75 fcfa contre 8110,72 fcfa), et d autre part entre ménages ruraux et ménages urbans (3436,35 fcfa contre 5896,75 fcfa). De plus, les dépenses en santé représentent 1,60% du total des dépenses de consommaton des ménages et correspondent à 3,20% du total des dépenses non almentares. Cependant, ces proportons sont plus élevées en zone rurale (1,70% et 3,67%) qu en zone urbanes (1,47% et 2,69%). Cela ndque qu en fat, les ménages ruraux sont fnancèrement touchés par les dépenses en santé. Les 20% des ménages les plus rches ont dépensé dans les servces de santé plus de 4 fos que les 20% les plus pauvres de la populaton. Un examen plus rgoureux de la moyenne des dépenses en santé des ménages par quntle de revenu et mleu de résdence ressort que les dépenses en santé sont progressves ndépendamment du statut de résdence parce que la moyenne des dépenses en santé augmente selon le quntle de revenu (2016,75 fcfa pour les 20% des ménages les plus pauvres contre 8110,72 fcfa pour les 20% des ménages les plus rche). Plus mportant, les parts des dépenses en santé dans le total des dépenses de consommaton et des dépenses non almentares dmnuent avec l augmentaton du quntle de revenu. Cette observaton peut s explquer de deux manères. Sot l état de santé des ménages rches est melleur comparé à celu des ménages les plus pauvres ou ben les ménages pauvres sont sévèrement plus affectés par les dépenses en santé que les ménages rches. La dernère explcaton est plus pertnente car l est connu vra que les pauvres ont une capacté fnancère à payer les servces santé fable et que de telles dépenses nespérées et nvolontares sont effectuées au détrment de la consommaton des autres servces de base (Ladusngh et Pandey, 2013 ; Russell et al, 2004). Cela est vérfé à la fos pour les ménages ruraux pauvres et les ménages urbans rches.

10 Ans, les plus rches utlsent plus les servces de santé et paent plus pour ces servces. Autrement dt, les rches contrbuent plus au fnancement de la santé que les ménages pauvres. Par conséquent, la dstrbuton des revenus des ménages est plus négaltare que la dstrbuton des parts des dépenses allouées à la santé. Ans, la dstrbuton des dépenses en santé n a pas augmenté les négaltés de revenus des ménages. Il est mportant de mentonner que la part de dépenses en santé dans le total des dépenses de consommaton des ménages est relatvement fable par rapport à celle des pays à revenu moyen et élevé (Garg et Karan, 2008). Cela peut s explquer par le bas nveau de ve des ménages bénnos, la surévaluaton de l état de santé qu lmtent la consommaton des sons de santé, et le manque d nformatons sur les problèmes de santé. Le fat que les ménages de la classe moyenne c est-à-dre ceux du trosème et quatrème quntles de revenu par tête ont des parts de budget allouées à la santé nféreures à celles des ménages les plus pauvres peut s explquer par une mauvase percepton de leur état de santé. Les dfférences dans les parts du budget affecté aux sons de santé par les dfférents groupes de revenu reflètent l effet dstrbutf c est-à-dre ndque comment l négalté de revenu est affecté par les dépenses de santé du ménage. Mas elles n ndquent pas s ces paements ont poussé les ménages dans la pauvreté. Tablaeu n 2 : Moyenne annuelle des dépenses en santé par tête et sa part dans le total des dépenses de consommaton par quntle de revenu et résdence au Bénn,

11 Quntle de revenu Moyenne par tête de dépenses en santé (cfa) Rural Urban Ensemble Part moyenne des dépenses en Part moyenne des dépenses en Part moyenne des dépenses en santé en % de santé en % de santé en % de Dépenses totales de consommaton Dépenses de consommaton hors almentaton Moyenne par tête de dépenses en santé (cfa) Dépenses totales de consommaton Dépenses de consommaton hors almentaton Moyenne par tête de dépenses en santé (cfa) Dépenses totales de consommaton Dépenses de consommaton hors almentaton Q ,75 1,61 3, ,98 1,48 3, ,58 1,58 3,46 Q ,68 1,68 3, ,98 1,41 2, ,22 1,60 3,43 Q3 2997,59 1,59 3, ,65 1,36 2, ,10 1,50 3,03 Q4 3503,85 1,54 3, ,84 1,47 2, ,09 1,51 2,92 Q ,72 2,11 4, ,68 1,63 2, ,94 1,80 3,14 Tous les 3436,35 1,70 3, ,75 1,47 2, ,60 3,20 ménages N observaton Source : Calculs de l auteur. EMICoV (2009) et 11

12 Effet d appauvrssement des dépenses en santé des ménages Avant la soustracton des dépenses en santé du total des dépenses de consommaton des ménages, le taux de pauvreté état de 34,64%. La soustracton des dépenses en santé du total des ressources du ménage a augmenté le taux de pauvreté de 4,45% avec 4,96% d'augmentaton en mleu rural contre 3,42% en mleu urban. Les ménages ruraux sont plus affectés par l effet d appauvrssement des dépenses en santé peut être en rason de la proporton élevée des personnes agées vvant dans ces ménages et du bas nveau de dépenses almentares par tête. Le nombre addtonnel de ménages dont le nveau des dépenses de consommaton par tête a chuté en dessous du seul de la pauvreté après paement des dépenses en santé est de ménages dont en mleur rural et ménages en mleu urban. Ce qu donne 62,14% d augmentaton des pauvres en zone rural contre 37,85% en zone urbane. Notons que cette augmentaton n nclue pas les ménages qu vvaent en dessous de la lgne de pauvreté et qu se sont davantage appauvrs en rason des dépenses en santé. En ce qu concerne l ntensté de la pauvreté, en moyenne, le défct ou le gap total de consommaton des ménages état de plus de 8% en desous de la lgne de pauvreté. Ce gap entre ressources et besons s est acru de 4,1% lorsque les dépenses en santé ont été soustrates du total des ressources du ménage. Avec la prse en compte des dépenses en santé les pauvres devennent plus pauvres et certans des ndvdus ntalement non pauvres le devennent. Tableau n 3 : Augmentaton de la pauvreté après la prse en compte des dépenses en santé: ncdence de pauvreté et ntensté de la pauvreté. Indcateurs de pauvreté Rural Urban Ensemble Incdence de la pauvreté ou rato de pauvreté (%) Incdence de pauvreté avant paement ( H ) 39,25% 33,84% 34,64% avant Incdence de pauvreté après paement ( H ) 44,21% 37,26% 39,09% après Impact sur l ncdence de la pauvreté ( H ) 4,96% 3,42% 4,45% mpact Nombre addtonnel de pauvres Gap de la pauvreté normalsé Intensté avant paement 0,078 0,014 0,089 Intensté après paement 0,092 0,019 0,130 Impact de l ntensté 0,014 0,005 0,041 Source : Calculs de l auteur, EMICoV (2009) et Les dépenses en santé ont exacerbé la pauvreté au Bénn, et ce résultat est smlare aux ceux de (Van Doorslaer et al, 2006 ; Garg et Karan, 2009 ; Shahrawat et Rao, 2011 ; Berman et al., 2012 ; Landusngh et Pandey, 2013). Cet effet d appauvrssement est plus sévère pour les ménages ruraux et pauvres. Cet effet dfférenté reflète en parte les dfférences de contrantes 0

13 et d opportuntés auxquels font face d une part les pauvres et les non pauvres et d autre part les ménages ruraux et ruraux. Les effets d appauvrssement des dépenses en sons des ménages observés tradusent, en quelque sorte les lmtes du recours excessf au fnancement prvé comme mode domnant du fnancement de la santé. Les ménages n ayant pas les ressources pour payer les sons médcaux en cas de malade sont exposés à la détéroraton de leur état de santé parce que le coût des servces de santé repose drectement sur eux. Ans, les dépenses en santé ont condut beaucoup de ménages dans la pauvreté et a augmenté la pauvreté de ceux qu sont déjà pauvres (Whtehead et al., 2001). Sgnalons au passage que la dfférence entre la mesure standard de la pauvreté et celle basée sur les ressources du ménage dmnuées des dépenses en santé est une mesure approxmatve de l effet d appauvrssement de tel paement (Wagstaff and Van Doorslaer, 2003). Cette nterprétaton est juste s les dépenses en santé sont complétement non dscrétonnaresnvolontares- et que les ressources du ménage sont fxes. Par exemple, un ménage qu décde d allouer un montant excessf aux sons de santé n est pas poussé dans la pauvreté par de tel paement. De même, s un ménage s endette pour payer les servces de santé, ces dépenses totales dépassent ces ressources dsponbles dans le long terme. L on pourrat avancer l argument que le rétablssement de la santé amélore la productvté du ménage dans le log terme ce qu surévalué l ampleur de l effet d appauvrssement. Notre comparason est ndcatve de l ampleur de l effet d appauvrssement des dépenses en santé et révèle l étendue de la sous-estmaton des mesures standards de la pauvreté. Analyse des résultats des estmatons économétrques Pour comprendre au-delà des effets agrégés d appauvrssement des dépenses de santé au nveau natonal, l est mportant d examner au nveau mcro les prncpaux détermnants des dépenses de santé des ménages avec un accent partculer sur les caractérstques des ménages. Les résultats du modèle logt, qu est une parte ntégrale du modèle à deux partes, sont résumés dans le tableau n 4. La localsaton géographque du ménage a une corrélaton sgnfcatve avec l ncdence des dépenses des dépenses de santé. Les ménages urbans ont une probablté plus élevée d utlser les servces de santé (dépenses de santé postves) comparés aux ménages ruraux après contrôle des autres caractérstques du ménage et de la densté des nfrastructures santares de la communauté. Cette dfférence est statstquement sgnfcatve au seul de 5%. De même, le len occurrence des dépenses de santé et quntles de consommaton du ménage

14 est sgnfcatf au seul de 1%. Cec confrme l hypothèse que les rches, du fat qu ls dsposent plus de revenu, utlsent plus les servces de santé que les pauvres. Une dfférence sgnfcatve au seul de 5% est notée entre les chefs de ménage hommes et ceux femmes en termes d occurrence de dépenses de santé. Le fat que l ncdence des dépenses de santé est plus fable chez les chefs de ménage hommes comparés comparé aux chefs de ménages femmes en dépt de ce que les femmes sont les plus pauvres et vulnérables, peut s explquer la prorté que les femmes accordent à la santé de leur membre. Les ménages de talle élevée ont une occurrence plus mportante de dépenser dans la santé de leur membre que les ménages à talle rédute ( p 0, 001). Cec parce que le rsque de malade augmente avec la talle du ménage et la demande de sons dérve de la demande de santé (Grossman, 1972). La présente d enfants de mons de cnq(05) ans dans le ménage ans que la présence à la fos d enfants de mons de cnq ans et personnes âgées de plus de 60 ans dans le ménage l ncdence des dépenses de santé par rapport aux ménages sans enfants n personnes âgées de plus de 60 ans. L effet de la présence d enfants dans le ménage sur la probablté d utlsaton des servces de santé est plus robuste en termes de rato de probablté la plus élevé (1,2472) et de seul de sgnfcatvté ( p 0, 026 ). Il y a une dfférence sgnfcatve en termes d occurrence de dépenses de santé entre les chefs de ménages ayant le nveau prmare et leurs compatrotes sans nveau d éducaton formel. Cependant, nous n avons pas trouvé d évdence sgnfcatve de ce que les ménages drgés par des personnes de nveau d éducaton supéreur ont plus de change d utlser les servces de santé que les ménages drgés par des personne sans nveau d éducaton formel. Cec est en contradcton avec l dée que les personnes plus éduquées sont probablement plus d nformées du beson de sons de leur ménage et dovent donc utlser plus les servces de santé que les autres groupes soco-économques. Tableau n 4 : Rato de probablté d utlsaton des servces modernes de santé selon les caractérstques des ménages varables Odd rato P-value Quntle de consommaton Quntle 1 1,00 Quntle 2 1,471 0,000 Quntle 3 1,893 0,000 Quntle 4 2,447 0,000 Quntle 5 3,242 0,000 Caractérstques du chef de ménage Nveau d éducaton Aucun 1,00

15 Prmare 1,191 0,007 Secondare 0,964 0,638 Supéreur 1,035 0,813 Age Mons 25 ans 1,00 25 à35 ans 1,256 0, à 45 ans 1,012 0, à 60 ans 1,170 0,256 Plus de 60 ans 1,139 0,416 Sexe Femme 1,00 Homme 0,901 0,059 Composton ménage Talle Au plus 2 membres 1,00 3 à 5 membres 1,5495 0,000 Plus de 6 membres 2,2106 0,000 Type de ménages Pas enfants n veux 1,00 Présence d enfants (- de 5ans) 1,2472 0,026 Présence de veux (+ 60 ans) 1,0125 0,900 Présence d enfants et de veux 1,174 0,132 Mleu résdence Rural 1,00 Urban 1,102 0,056 Dspnfra 0,9981 0,000 R 2 0,2279 Test de spécfcaton de Pregbon -7008,3129 Source : Résultats estmaton Après avor cerné l effet des caractérstques des ménages sur la probablté de dépenses dans la santé de leur membre, l est mpératve d estmé la moyenne des dépenses de santé des ménages selon certanes caractérstques pertnentes du pont de vue théorque et poltque. Les valeurs estmées des paramètres par MCO et les seuls des sgnfcatvté correspondent sot montré dans le tableau n 5. Les moyennes estmées des dépenses de santé par tête obtenues par multplcaton de la premère parte, la seconde parte et du facteur de correcton de Duan (1983) sont auss reportées dans le tableau n 5. En ce qu concerne la magntude des dépenses de santé par tête, une évdence de dfférence sgnfcatve entre ménages ruraux et ménages urbans en termes de magntude des dépenses de santé par tête (3915,136 fcfa en zone rurale contre 5645,415 fcfa pour la zone urbane). Ben que les ménages drgés par des femmes dépensent mons dans la santé que les ménages drgés par des hommes (3611,745 pour les femmes contre 4873,368 pour les hommes), la dfférence n est pas statstquement sgnfcatve à 10 %. La non sgnfcatvté de cette dfférence est en contradcton avec les normes soco-économques en vgueur au Bénn en ce sens que les femmes ont un accès lmté

16 au revenu et actfs au Bénn, et que les ménages drgés par les femmes devraent être économquement vulnérables. L économe d échelle dans la consommaton dans la consommaton des servces de santé n est pas pertnente c. En effet, la moyenne des dépenses de santé par tête est de 4473,731 fcfa pour les ménages ayant tros(03) à cnq (05) comparée à 5781,798 fcfa) pour les ménages de plus de sx (06) membres contre fcfa pour les ménages d au plus deux(02) membres. Cette dfférence est statstquement sgnfcatve au seul de 1%. L nadéquaton du système de sons mesurée en termes du nombre d nfrastructures santare dsponble dans la communauté a des effets d échelle sur les dépenses de santé statstquement sgnfcatfs au seul de 1%. Plus la communauté dspose d nfrastructure santare, plus ses dépenses de santé sont élevées. Tableau n 5 : Paramètres estmés par MOC et estmaton des dépenses de santé par le modèle à deux étapes. varables P-value Dépenses de santé estmées Quntle de consommaton Quntle Quntle 2 0,3883 0, Quntle 3 0,7289 0, Quntle 4 1,0416 0, Quntle 5 1,6275 0, Caractérstques du chef de ménage Nveau d éducaton Aucun Prmare 0,1214 0, Secondare 0,2293 0, Supéreur 0,5040 0, Age Mons 25 ans à35 ans 0,1284 0, à 45 ans 0,1176 0, à 60 ans 0,1416 0, Plus de 60 ans 0,1082 0, Sexe Femme Homme 0,0162 0, Composton ménage Talle Au plus 2 membres à 5 membres 0,7490 0, Plus de 6 membres 1,2305 0, Type de ménages

17 Pas enfants n veux Présence d enfants (- de 5ans) 0,2097 0, Présence de veux (+ 60 ans) 0,058 0, Présence d enfants et de veux 0,1174 0, Mleu résdence Rural Urban -0,0885 0, dspnfra 0,0013 0,000 Constante 6,862 0,000 R 2 ajusté 0,1717 Test de spécfcaton de Pregbon P- value=0,250 V- Concluson Les dépenses de santé consttuent une barrère à l accès aux servces de santé étant donné que seulement 10% de la populaton bénnose dspose d une couverture malade assurance malade volontare pour les employés du secteur formel- et les mutuelles de santé des employés du secteur nformel couvrent envron 2% de la populaton. Des dépenses de santé élevée combnées avec le manque d couverture malade complète exposent les ménages vulnérables à des rsques d appauvrssement. L effet d appauvrssement des dépenses de santé sur les ménages est le reflet des nteractons entre le système de santé, la structure économque, les mécansmes de partage de rsque, la dstrbuton de revenus et la charge de la malade. Le présent artcle a évalué l effet d appauvrssement des dépenses de santé sur les ménages ans que les détermnants sgnfcatfs des dépenses de santé des ménages avec pour objectf de fournr aux décdeurs des nputs pour amélorer la santé publque, l accès aux servces de santé et à la sécurté socale. Pour ce fare, nous applqué l approche de Waggstaff et van Doorslaer (2003) aux données EMICoV(2009) pour quantfer l effet d appauvrssement des dépenses de santé sur les ménage. Ensute, nous avons adopté le modèle à deux partes qu produt des estmatons robustes des dépenses de santé pour estmer le nveau de dépenses de santé de certans ménages. Les résultats montrent que les dépenses en santé sont progressves parce que la moyenne des dépenses en santé augmente selon le quntle de revenu. Plus mportant, les parts des dépenses en santé dans le total des dépenses de consommaton et des dépenses non almentares dmnuent avec l augmentaton du quntle de revenu. Les dépenses en santé ont un effet d appauvrssement sur les ménages bénnos avec un mpact plus élevé en mleu rural qu en mleu urban. Il y a donc un beson urgent de rendre les servces publcs de santé plus accessbles aux ménages pauvres et ruraux, et de

18 réguler la responsablté socale des nsttutons prvées de sons. En ajustant les mesures conventonnelles de la pauvreté par les dépenses en santé, nous avons fournr une nouvelle estmaton de la pauvreté pour nformer les décdeurs publcs. Nos résultats confrment l hypothèse de revenu absolu étant donné les dfférences sgnfcatves à travers les moyennes de dépenses de santé par quntle de revenu des ménages. Nos résultats ont auss montré qu l n y a pas d économe d échelle dans la consommaton des sons parce que le nveau des dépenses de santé est postvement et sgnfcatvement corrélé avec la talle du ménage. Les méthodes utlsées sont relatvement smple et donc, nos conclusons consttuent à la fos un cadre de référence et un pont de départ pour des analyses plus détallées et approfondes, notamment en ce qu concerne l équté ou l négalté dans l utlsaton des servces de santé, l mpact des dépenses en santé sur la quantté et la qualté des sons consommés. Cependant, nous pensons que notre contrbuton a été de deux (02) ordres: l effet d appauvrssement des dépenses en santé sur les ménages est analysé dans un contexte spécfque, contexte bénnos caractérsé par une augmentaton de la pauvreté et une proporton relatvement élevée des dépenses en santé à la charge des ménages. Deuxèmement, nos résultats consttuent une nouvelle évdence et peuvent être des nputs pour la poltque d améloraton de la performance du système de santé bénnos à travers l améloraton de l accès aux servces de santé. Ces résultats peuvent auss compenser le problème de la rareté d nformaton en Afrque subsaharenne en général et au Bénn en partculer. Les poltques de réducton de la pauvreté dovent nclure des mesures de réducton des dépenses de paements drects. Par exemple, pour mnmser l effet d appauvrssement des ménages l effectvté des mécansmes d exempton pour les pauvres dans le secteur publc de la santé dot être renforcée avec un melleur cblage des pauvres. Les mécansmes de d assurance malade dovent être auss promus. Référence Bblographe Arora, S. (2001). Health, human productvty, and long-term economc growth. The Journal of Economc Hstory 61(3), Becker, G. S. (1964), Human captal, Columba Unversty Press for the Natonal Bureau of Economc Research, New York. Bloom D, and Sachs J.(1998), Geography, demography and economc growth n Afrca. Brookngs Papers on Economc Actvty 1998;2: Berman, P., R. Ahuja and L. Bhandar (2010). The mpovershng effect of health care payments n nda: New methodology and fndngs. Economc & Poltcal Weekly XLV (16):

19 CAE (2010) Rapport sur l état de l économe Bénnose, Présdence de la Républque du Bénn Carson RT, Yxao S. (2007) The Tobt model wth a non-zero threshold. Econometrcs Journal : Deaton, A., Ruz-Castllo, J., et Thomas, D., (1989), The nfluence of household composton on household expendture patterns: Theory and Spansh evdence, The Journal of Poltcal Economy, Vol. 97 (1), pp: Van Doorslaer, E., O Donnell, O., et al, (2006), Effect of payments for health care on poverty estmates n 11 countres n Asa: an analyss of household survey data, Lancet368: Eastwood R, and Lpton M. (199) The mpact of changes n human fertlty on poverty. Journal of Development Studes 1999;36:1-30. Evans T, Whtehead M, Dderchsen F, Bhuya A, and Wrth M (2001). Introducton. In EvansT,Whtehead M,Dderchsen F,Bhuya A,Wrth M, edtors. Challengng nequtes In health: from ethcs to acton. Oxford: Oxford Unversty Press Farag et al. (2012), The ncome elastcty of health care spendng n developng and developed countres. Internatonal Journal of Health Care Fnance and Economcs,, 12, Garg C. C. et Karan A. K. (2009), Reducng out-of-povcket expendtures to reduce poverty : a dsaggregated analyss at rural-urban and state level n Inda. Health Polcy and Plannng, 24: Gertler, P et Gaag, J. (1990) The wllngness to pay for medcal care. Baltmore, MD, Johns Hopkns Unversty press Goodwn, B.K., Offenbach, L., Cable, T.T., Cook, P.S., (1993). Dscrete/contnuous contngent valuaton of prvate huntng access n Kansas. J. Envron. Manage. 39, Green W.H (1981), On the asymptotc bas of the ordnary least squares estmator of the Tobt model, Econometrca, Vol. 49, pp Gertler, P. Locay, L. And Sanderson, W. (1987), Are users fees regressve? The welfare mplcatons of health care fnancng proposals n Peru Journal of Econometrcs, 36: Grossman, M. (1972), On the concept of health captal and the demand for health, The Journal of Poltcal Economy, 80 (2); Hartley D, Quam L, Lure N. (1994) Urban and rural dfferences n health nsurance and access to care. The Journal of Rural Health;10: Hjortsberg, C. (2003). Why do the sck not utlze health care? The case of Zamba. Health Econ.9: INSAE (2009), Enquête Modulare Intégrée Sur les Condtons de Ve des ménages, Rapport prélmnare, Cotonou. INSAE (2009), Enquête Démographque et de Santé au Bénn, Rapport de synthèse, Cotonou. INSAE (2012) Tableau de board socal, édton 2012 Jones, A.M Health econometrcs. In A. Culyer and J. Newhouse (eds.) Handbook of Health Economcs Vol 1, Elsever Ladusngh, L., and Pandey, A (2013) Health expendture and mpovershment n Inda, Journal of Health Management 15(1): Mannng, W.G., Newhouse, J.P., and J.E. Ware (1980). The Status of Health n Demand Estmaton. Rand Corporaton, Santa Monca, CA.

20 Mannng, W. G., Newhouse, J. P., Duan, N., Keeler, B. E. And Lebowtz (1987), Health Insurance and the demand for medcal care: evdence from a randomzed experment, Amercan Economc Revew, 77 (3): McGure, A Henderson, J. Mooney G. (1988) The economcs of health care: An ntroductory text. London: Routlege. Meessen, B., Van Damme, W., Tashobya, C. K., and Tbout, A. (2006), Poverty and user fees for publc health care n low-ncome countres: Lessons from Uganda and Camboda, Lancet, 368: Matsagans, M., et Mltrakos, T. (2009), Modellng health expendture at the household level n Greece, European Journal of Health Economcs, 10 : Mukherjee, S., Haddad, S., Narayana, D. (2011)Socal class related nequaltes n household health expendtures and economcs burden: evdence from Karala South Inda, Internatonal Journal of equtyn Health 10:1-13 Mwabu, G., Answorth, M. And Nyamete, A. (1993), Qualty of medcal care and choce of medcal treatment n Kenya: An emprcal analyss, The Journal of Human Resources, Vol. 28, n 4 pp Mwabu, G., (2008) Health economcs for low-ncome countres Handbook of Development Economcs, Volume (4) Narayan D, Patel R, Schafft K, Rademacher A, and Koch-Schulte S (2000). Voces of the poor: can anyone hear us? New York: Oxford Unversty Press; Nguyen TH, Le Th TH, Rfkn SB, et al: The pursut of equty: a health sector case study from Vetnam. Health Polcy 1995, 33: Okunade, A., A., Murthy, R., N., et Vasudeva, N., R. (2009), The core determnants of health expendture n Afrca context : Somme econometrc evdence for polcy, Health Polcy, 91: pp: Okunade, A., A., (2005), Analyss and mplcaton of the determnants of health care expendture n Afrcan countres, Health Care Management Scences, 8: OMS (2013), Statstques santares Mondales 2010 Paphassarang, C., Tomson G, Choprapawon C, Weerasurya K (1995), The Lao natonal drug polcy: Lessons along the journey, Lancet, 345: Parker, W., S., et Wong, R., (1997), Household ncome and health care expendture n Mexco, Health Polcy, 40: Peters, D. H, Garg, A,Bloom, G., Walker, G,.Breger, W., Rahman A H (2008), Poverty and Access to Health Care n Developng Countres, Ann. N.Y. Acad. Sc. 1136: Pokhrel S, Sauerborn R (2004) Household decson makng on chld health care n developng countres: the case of Nepal. Health Polcy Plan 19: Pokhrel S, Hdayat B, Flessa S, Sauerborn R (2005) Modellng the effectveness of fnancng polces n addressng underutlzaton of chld health care n Nepal. Bull World Health Organ 83: Prtchett L, and Summers LH.(1996) Wealther s healther. Journal of Human Resources 1996;31: Russell S, Glson L 1997) User fees polces to promote health servces access for the poor: a wolf n sheep s clothng? Internatonal Journal of Health Servces 27: Russell, S. (2004), The economc burden of llness for households n developng countres: A revew of studes focusng on malara, tuberculoss, and human mmunodefcency vrus/acqured mmunodefcency syndrome, Amercan Journal of Tropcal Medcne & Hygene, 71(suppl. 2), Smth, J (1999).Healthy bodes and thckwallets:the dual relaton between health and

21 socoeconomc status. Journal of Economc Perspectves1999;13: Sauerborn R, Ibrango I, Nougtara A, Borchert M, Hen M, Benzler J, Koob E, Desfeld HJ (1995) The economc costs of llness for rural households n Burkna Faso. Trop Med Parastol 46: Sen, A. (1992). Inequalty Reexamned. Oxford Unversty Press. Oxford. Sen, A. (1999). Development as Freedom. Knopf. New York. Sharon, L., L. Aand Fleshman (2003), Rural-urban dfferences n usual source of care and ambulatory servce use: analyses of natonal data usng urban nfluence codes, Medcal Care 41 (7):III65-III74. Shahrawat, R. and K.D. Rao (2011). Insured yet vulnerable: Out-of-Pocket payments and Inda s poor. Health Polcy and Plannng, 1 9; DOI: /heapol/czr029. Sommerfeld J, Sanon M, Kouyate BA, Sauerborn R (2002) Perceptons of rsk, vulnerablty, and dsease preventon n rural Burkna Faso: mplcaton for communty-based health care and nsurance. Human Organ 61: Sommerfeld J, Sanon M, Kouyate BA, Sauerborn R (2002) Perceptons of rsk, vulnerablty, and dsease preventon n rural Burkna Faso: mplcaton for communty-based health care and nsurance. Human Organ 61: Steams SC, Slfkn RT, Edn HM. (2000), Access to care for rural Medcare benefcares. The Journal of Rural Health, 16:31-42 Su, T., Pokhrel, S., Gbangou, A., et Flessa, Steffen (2006), Determnants of household health expendture on Western nsttutonal health care, European Journal Health Economcs, 7 pp Tobn, J. (1958), Estmaton of relatonshp for lmted dependent varables, Econometrca, 26: pp: Vctora,,C.G.et al. Co-coverage of preventve nterventons and mplcatons for chldsurvval strateges:evdence from natonal surveys. Lancet 9495: Wagstaff A, van Doorslaer E. (2003) Catastrophe and mpovershment n payng for health care: wth applcatons to Vetnam Health Economcs;12: Wagstaff A. (2007) The economc consequences of health shocks: evdence from Vetnam. Journal of Health Economcs;26: Wagstaff A, Van Doorslaer E, Pac P (1989): Equty n the fnance and delvery of health care: some tentatve cross-country comparsons. Oxford Revew of Economcs, 5(1): Wagstaff A, Van Doorslaer E, Pac P (1991) On the measurement of nequaltes n health. Socal Scence and Medcne, 33: Wagstaff A, van Doorslaer E, Watanabe N (2001) On decomposng the causes of health sector nequaltes, wth an applcaton to malnutrton nequaltes n Vet Nam. Polcy Research Workng Paper No 2714 Washngton (DC): World Bank. Wagstaff A (2002) Poverty and health sector nequaltes. Bulletn of World Health Organsaton, 80(2): Wagstaff A, Van Doorslaer, E. (2003), Catastrophe and mpovershment n payng for health care: wth applcatons to Vetnam Health Econ 12: Wang H, Zhang L, Hsao W. (2006) Ill health and ts potental nfluence on household consumptons n rural Chna. Health Polcy (Amsterdam, Netherlands);78: Whtehead, M., ahlgren, G., and Evan, T, (2001), Equty and health sector reforms: can lowncome countres escape the medcal poverty trap?, Lancet 358:

22 Wooldrdge, J. M. (2002), Econometrcs analyss of cross secton and panel data, MIT Press, Masschusetts. World Bank (2002). What s the World Bank? Washngton (DC): World Bank. Avalable from: URL: (accessed on 3 January 2002). World Bank (1999) Confrontng AIDS:publc prortes n a global epdemc. Oxford: Oxford Unversty Press; Wyszewansk L. (1986) Famles wth catastrophc health care expendtures. Health Servces Research;21: Xu, Ke., Evans, D., Kwabata, K., Zeamdn, D., Klavus, T., et Murray, C. (2003), Household catastrophc health expendture: a multcountry analyss, Lancet, 362: Xu, K., Evans, D., B., Kadama, P., Nabyonga, J., Ogwang Ogwal, P., Nabukhonzo, P. Agular, M., A (2005) Understandng the mpact of elmnatng user fees: Utlzaton and catastrophc health expendtures n Uganda, Socal Scence & Medcne 62 (2006) Yavuz, N.C., Ylanc, V. and Ozturk, Z.A. (2013), Is health care a luxury or a necessty or both? Evdence from Turkey. The European Journal of Health Economcs, 14, 5-10 Commsson on Macroeconomcs and Health. Macroeconomcs and health: nvestng n health for economc development. Geneva: World Health Organzaton, 2002: Xu K. Dstrbuton of health payments and catastrophc expendtures methodology. Geneva: Department of Health System Fnancng, World Health Organzaton; Deb, P. and P.K. Trved (2002). The structure of demand for health care: Latent class versus two-part models.journal of Health Economcs 21, Economou, A. and I. Theodossou (2011). Poor and sck: Estmatng the relatonshp between household ncome and health. Revew of Income and Wealth, 57(3), Subramanan, S.V. and I. Kawach, (2004). Income nequalty and health: What have we learned so far? Epdemologcal Revew 26,78 91.