Impact de l assurance maladie formelle sur l utilisation des services de santé au Bénin

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1 Impact de l assurance malade formelle sur l utlsaton des servces de santé au Bénn ZOUNMENOU Yédjannavo Alexandre, 06 BP : 3511 Cotonou Tél : (+229) / E-mal : zalexy007@yahoo.fr Faculté des Scences Economques et de Geston de l'unversté d'abomey-calav, Bénn. Résumé : L'objectf de ce paper est d évaluer l mpact de l'assurance malade sur l'utlsaton des servces de santé au Bénn. Ans, un modèle d équatons smultanées a été estmé par la méthode de maxmum de vrasemblance, après avor testé et corrgé l endogénété. Les données de cette étude provennent de l Enquête Démographque et de santé du Bénn (EDSB-IV). De l analyse descrptve, l ressort que, seulement 2% des ménages sont couverts par l assurance malade et 74,01% des ménages assurés sont couverts par l assurance malade offerte par l employeur (l Etat et les entreprses prvées). Les ménages ayant utlsé les servces de santé 12 mos avant l enquête représente 24,99% de notre échantllon. Les résultats de l estmaton du probt bvaré montrent que seule l assurance malade prvée amélore sgnfcatvement l utlsaton des servces curatfs de santé au Bénn et qu aucun des autres types d assurance (assurance publque, mutuelle de santé, et assurance malade employeur) n nfluence sgnfcatvement l utlsaton des servces curatfs de santé. Mots clés : utlsaton des servces de santé, assurance malade, équatons smultanées, probt bvaré Code JEL : I12, I13, C35 1. Introducton Dans leur ve quotdenne, les ménages bénnos sont exposés à de multples rsques qu affectent leur patrmone. La malade, les accdents de route, le chômage, les décès, etc, sont autant de rsques auxquels les ménages sont confrontés. En 2011, 65,2% des ménages bénnos déclarent avor sub un choc au cours des 12 derners mos et la malade représente 65% des chocs socaux 1 subs (Baou, Adéchan, Essessnou, & Hounkpodoté, 2011). Cette statstque montre que la malade consttue l un des prncpaux chocs qu affectent les ménages bénnos. La survenance de 1 INSAE regroupe les chocs en tros catégores à savor : les chocs socaux, les chocs économques et les chocs bophysques. 1

2 la malade est mprévsble et lorsqu elle survent, elle a des conséquences qu rendent les ménages plus vulnérables à la pauvreté. En effet, les chocs lés à la santé affectent le ben-être des ménages à cause de la réducton de leur capacté productve, du manque à gagner et des dépenses nécessares pour couvrr le coût du tratement. Au-delà de ces coûts drects, les pauvres sont partculèrement vulnérables à la presson de la perte de revenu quand un membre de la famlle tombe malade. Car, lorsque cela se produt, les autres membres de la famlle dovent abandonner leurs actvtés productves pour s'occuper du membre malade (Tabor, 2005). Ans, le mauvas état de santé engendre la perte de revenu, les fras de santé et une plus grande vulnérablté aux pathologes catastrophques et par conséquent entrane la pauvreté (Wagstaff, 2002). De même, au Bénn le fnancement des dépenses de santé est caractérsé par une prédomnance du paement drect alors que le paement drect empêche l utlsaton des servces de santé (Palmer, Mueller, Glson, Mlls, & Hanes, 2004). Le manque de ressources fnancères et le coût perçu comme trop élevé sont les rasons évoquées en 2006 par respectvement, 74% et 57% des femmes pour justfer la non utlsaton des servces de santé. De même, l est montré que les décès sont dus au dépstage tardf des complcatons, à l arrvée tardve au centre de santé ou à l admnstraton tardve des sons approprés (INSAE & Macro Internatonal Inc, 2006). Les rsques c-dessus pouvaent être réduts car l'assurance vse à prendre en charge leurs éventuelles conséquences. En effet, l assurance malade vse à rédure le fardeau des dépenses des sons de santé par la mse en commun et le partage des rsques lés à des événements nattendus de santé. Ans, elle dmnue les contrantes fnancères lées à l utlsaton des servces de santé et amélore l accès aux sons de santé (Palmer et al., 2004). Selon Brown, Bndman et Lure (1998), avor l assurance malade augmente l utlsaton des servces de santé. De même, l augmentaton de la couverture en assurance malade en Amérque a généré à la fos, une demande des sons de qualté et une augmentaton des servces médcaux (Feldsten, 1977). Bernsten, Chollet et Peterson (2010) trouvent que la couverture en assurance est fortement relée à une melleure santé pour les enfants et les adultes quand elle permet l accessblté aux sons de santé et ade les consommateurs à utlser les sons approprés. Ans, l'assurance malade est non seulement une protecton fnancère contre le rsque malade mas auss, amélore l'effcence et la qualté des sons. Elle permet également de moblser les ressources addtonnelles pour le secteur de la santé, car selon Zwefel, Breyer et Kfmann (2009), les compagnes d'assurance peuvent négocer la fournture des lts d'hôptaux pour leur assurés. 2

3 Au Bénn, l exste deux catégores d'assurance malade, l'assurance malade formelle (qu est composée de tros types d'assurance : l'assurance malade prvée, l'assurance malade publque et les mutuelles de santé) et l'assurance nformelle. L'assurance malade prvée et publque sont réservées aux travalleurs du secteur formel et les mutuelles de santé ont émergé comme alternatves d accès aux sons de santé et de protecton contre les rsques de malade aux travalleurs du secteur nformel. L'assurance formelle couvre à pene 15% de la populaton bénnose (MSP, 2010) et le reste de la populaton n'a aucune protecton formelle contre les rsque de malade. Les exclus de l'assurance formelle développent des mécansmes de protecton basés sur la récprocté qu leur permet une soldarté face aux rsques. Cette soldarté se manfeste à travers des groupements au sen desquels les membres comptent sur le souten des pars pour fare face à des événements de l'exstence humane, notamment les funéralles, la malade, le marage, la nassance, le baptême, etc. Au Bénn, le terme générque ''nujè mèj gbê'' (dont la traducton est : casse malheur-bonheur) est utlsé pour désgner ces formes d'organsatons. Celles-c fournssent une assstance mutuelle entre les ménages et sont consttuées sans aucune dsposton jurdque et ne sont pas fondées sur des assocatons formelles ben défnes ayant des règles ou règlements écrts régssant leur fonctonnement. Elles sont donc qualfées d'assurance nformelle (Lemay-Boucher (2012), Dercon et al. (2006)). L objectf de cette étude est de montrer que s la demande de l assurance malade formelle augmente, l utlsaton des servces de santé augmentera au Bénn. Le reste de notre paper s organse de la façon suvante. La seconde secton fat la synthèse théorque et emprque sur l mpact de l assurance malade. La trosème secton est consacrée à la méthodologe de l étude. On y présente la méthode employée pour estmer l mpact de l assurance malade sur l utlsaton des servces de santé, d une part, et les données de l étude, d autre part. La quatrème secton est consacrée à la présentaton des dfférents résultats, à leur analyse et à la dscusson. La cnquème secton aborde les prncpales conclusons qu se dégagent de l analyse. 2. Revue de lttérature Cette secton présente et dscute la lttérature théorque et emprque sur les effets de l assurance malade sur l utlsaton des servces de santé. 3

4 2.1. Revue de la lttérature théorque de l'étude En consdérant les effets de l'assurance malade sur l'utlsaton des servces de santé, la théore économque montre que l'assurance malade a le potentel d'accroître l'utlsaton des servces de sons de santé à travers pluseurs mécansmes (réducton des coûts lés aux sons de santé, les comportements opportunstes, etc.). En étudant la relaton entre l assurance malade et l utlsaton des servces de santé, Newhouse (1978) affrme que l assurance malade est une subventon à l achat des sons médcaux, car elle rédut le prx untare des sons. De même, selon Phelps (1997), la couverture en assurance malade ndut une plus grande utlsaton des servces de santé en rédusant le coût des sons aux patents. En présence de l'assurance, les ndvdus peuvent augmenter leur consommaton de servces de santé. Deux types de comportements opportunstes (l aléa-moral ex-ante et l aléa-moral ex-post) dus à l'assurance malade ont été dentfés. Pusque l assurance malade rédut les fras d utlsaton des servces de santé, on note l aléa-moral ex-ante et l aléa-moral ex-post chez les assurés. L aléa-moral ex-ante se réfère à la réducton de la consommaton des sons préventfs (almentaton, exercces physques et sportfs et le mleu de ve) qu augmente la probablté pour un ndvdu de tomber malade. Ce mécansme, théorquement, n'est pas sans ambguïté, et l exste très peu de résultats emprques à ce sujet (Zwefel & Mannng, 2000). Le mécansme le plus fréquemment mentonné est l'aléa-moral expost (une augmentaton de la demande des sons médcaux, et l'utlsaton des servces les plus coûteux, une fos que la malade s'est produte). L'aléa-moral ex-post se produt parce que l'assurance malade fat basser le prx auquel les patents font face, ce qu condut à une plus grande utlsaton des servces de santé. En outre, l'assurance malade peut également accroître l'utlsaton des servces de sons de santé en rédusant le rsque fnancer, car permettant le transfert de revenu aux ndvdus en cas de malade. Selon Zwefel et Mannng (2000), l'effet de l'aléa-moral statque ex-post (augmentaton de la demande des sons médcaux due à l assurance malade) est plus fort. L'aléa-moral a des externaltés postves et négatves. L'aléa-moral entraîne une externalté négatve, car elle provoque l'augmentaton des prmes d assurance pour tout le monde. L'aléa-moral peut être bénéfque pour deux rasons. Tout d'abord, en présence du monopole sur le marché des sons de santé, la quantté des sons médcaux consommés est en deçà de l'optmum. Ans donc, l'augmentaton de la quantté des sons de santé causée par l'aléa-moral peut accroître l'effcence (Crew, 1969). Deuxèmement, l'aléa-moral peut encourager l'utlsaton des servces 4

5 médcaux les plus coût-effcaces dans un régme d'assurance (Pauly & Held, 1990). D où, la quantté optmale de l'aléa-moral est postve plutôt que nulle Revue de la lttérature emprque de l'étude Etre assuré peut être endogène aux décsons d'utlsaton des servces de santé. Ans pour corrger le problème d endogénété, Meer et Rosen (2004) utlsent la méthode des varables nstrumentales quand ls ont examné le len entre l'assurance malade et l'utlsaton des servces de sons médcaux aux Etats-Uns. Les auteurs ont trouvé un effet postf et statstquement sgnfcatf de l'assurance, même en corrgeant l endogénété. S cette étude montre une relaton postve entre l'utlsaton des servces de santé et l'assurance malade, l reste à détermner le sens de la causalté. Dans les pays en développement, la plupart des études ont évalué l'mpact des mutuelles de santé sur l'accès aux sons de santé. Ans, Jüttng (2004) trouve que les membres des mutuelles de santé ont une probablté plus élevée d'avor accès aux servces de santé que les nonmembres et paent en moyenne mons de la moté de la somme payée par les non-membres quand ls ont beson de sons. D'où, la partcpaton à la mutuelle de santé est assocée à une melleure protecton contre le rsque fnancer pour les ménages (Saksena, Antunes, Xu, Musango, & Carrn, 2011). De même, en confrmant les hypothèses d ant-sélecton et d aléa moral, Ndongo et Nanfosso (2012) montrent que le bon état de santé des ménages camerounas exerce une nfluence négatve et sgnfcatve sur l adhéson à la mutuelle et que l adhéson à la mutuelle de santé exerce une nfluence postve et sgnfcatve sur le nveau de consommaton de sons. Les mutualstes dépensant envron 51,70% pour la consommaton de sons médcaux plus que les non-mutualstes. Smth et Sulzbach (2008), quant à eux, trouvent que l'adhéson aux mutuelles de santé a un mpact postf sur l'utlsaton des servces de santé maternels (au Sénégal, Mal et Ghana), partculèrement dans les zones où le taux d'utlsaton est très fable et pour les sons accouchements qu sont chers. Cependant, l'adhéson aux mutuelles n'nfluence pas les comportements de sons maternels. Les auteurs (Albouy & Crepon (2007), Buchmueller et al. (2004) et Caussat & Glaude (1993)) ont estmé l'mpact de l'assurance malade sur l'utlsaton des servces de santé en France. Albouy et Crepon (2007) utlsent les données de l enquête décennale Santé condute entre septembre 2002 et octobre 2003 auprès de personnes vvant en ménage ordnare pour estmer la sensblté des consommatons de sons en présence de l assurance santé. En fasant 5

6 l'hypothèse que l mpact de l assurance est hétérogène au sen de la populaton, les auteurs trouvent que la probablté d aller au mons une fos chez le médecn dans l année augmenterat de presque 20 ponts. Ans, cette probablté, de l ordre de 75% chez les personnes sans complémentare, se porterat à 95% chez les personnes qu ont de complémentare. De même, en se basant sur les données de l'enquête Santé Protecton Socale réalsée en 1998, Buchmueller et al. (2004) montrent que l'assurance nfluence fortement et sgnfcatvement l'utlsaton des servces des médecns en France. Ils concluent que les ndvdus avec couverture complémentare ont plus recours aux médecns que ceux qu n'en ont pas et que, dans le cas où, les patents peuvent chosr leurs médecns, l n'y a pas de dfférence entre le nombre de vstes des adultes chez les généralstes et chez les spécalstes. De leur côté, Caussat et Glaude (1993) trouvent que avor une couverture complémentare augmente de 12% la probablté de consommer les sons médcaux et de 16% le montant moyen des dépenses de santé. Ils concluent qu'au total, la consommaton des mutualstes serat supéreure, en moyenne, de 30 % à celle des non-mutualstes. Gardol et al. (2005) et Holly et al. (1998) ont analysé l'effet de l'assurance malade sur l'utlsaton des servces de santé en Susse. En utlsant la méthode d'estmaton du maxmum de vrasemblance à nformaton complète, Gardol et al. (2005) trouvent que l'ant-sélecton a un effet fort et robuste et qu'une fos cet effet est contrôlé, l'aléa-moral ex-post, nfluence la consommaton des sons médcaux. Leurs résultats ndquent également que la dmnuton du co-payement de 100% à 10% augmente la demande margnale des sons médcaux de plus de 90% et s le copayement passe de 100% à 0%, la demande margnale augmente de 150%. Gardol et al. (2005) attrbuent 75% de la relaton entre l'assurance malade et les dépenses de santé à l'ant-sélecton et 25% à l'aléa-moral. Holly et al. (1998) montrent que l'effet de l'assurance complémentare est d'augmenter la probablté d'avor au mons une hosptalsaton. Barros et al. (2008) ont estmé l'mpact de l'assurance complémentare (assurance prvée) sur la demande de pluseurs servces de santé (nombre de vstes médcales, nombre de tests du sang et de l'urne et la probablté de vster un dentste) au Portugal. En fasant l'hypothèse que la décson de souscrre à l'assurance malade, la plus connue au Portugal (ADSE) est exogène, ls trouvent que l'assurance malade nfluence postvement le nombre de tests du sang et de l'urne chez les jeunes de 18 à 30 ans et cet effet représente 30% du nombre moyen de tests. Les auteurs montrent que l'aléa moral n'nfluence pas la probablté de vster un dentste. 6

7 En utlsant les modèles probt unvaré et bvaré, Waters (1999) a évalué l mpact des programmes d assurance malade publque sur l utlsaton des servces de santé en Equateur. En effet, deux programmes d assurance malade sont gérés par l Insttut Equatoren de Sécurté Socale. General Health Insurance (GHI) est destné aux travalleurs du secteur formel tands que le Seguro Campesno Socal (SSC) est réservé aux agrculteurs. A partr des données de l enquête sur le nveau de ve des ménages en Equateur (Ecuador Lvng Standards Measurement Survey), Waters (1999) a estmé l mpact de chacun des programmes sur l utlsaton des sons curatfs et préventfs. Après avor testé et corrgé l endogénété, l auteur trouve que le GHI est fortement et postvement assocé à l utlsaton des sons curatfs, mas n a aucune nfluence sgnfcatve sur l utlsaton des sons préventfs. De même, l montre que les personnes attentes de malades graves et qu sont élgbles au GHI ont une préférence pour les servces prvés de sons de santé. Enfn, Waters (1999) conclut que le SSC n a pas d effets sur l utlsaton des sons curatfs et préventfs. Dans deux provnces chnoses (Zhejang et Gansu), L et Zhang (2013) ont examné l'mpact de tros programmes d'assurance malade (Urban Employee Basc Medcal Insurance (UEBMI), Urban Resdent Basc Medcal Insurance (URBMI), et New Cooperatve Medcal Scheme (NCMS)) du gouvernement chnos sur l'utlsaton des servces de santé des velles personnes. Ils montrent que les ndvdus qu ont souscrt à UEBMI et URBMI sont plus susceptbles d'utlser les servces ambulatores et que les paements drects des personnes ayant UEBMI sont mondres dans la régon de Zhejang, tands que dans la régon de Gansu les ndvdus ayant NCMS sont mons susceptbles d'utlser les servces ambulatores. Dans cette régon, les personnes ayant souscrt à UEBMI sont plus susceptbles d'être hosptalsées. Donfouet et Maheu (2012) ont résumé les études récentes qu portent sur le len entre la mutuelle de santé et le captal socal et trouvent que l'absence de couverture en assurance malade par les pauvres dans les pays en développement entrave l'accès aux sons de santé adéquats. Leur résumé a auss révélé qu'un nveau plus élevé de captal socal nfluence la décson de souscrre à l'assurance malade par les ménages et par conséquent augmente la demande de l'assurance malade à base communautare. De même, Schneder (2004) en résumant les travaux sur les facteurs qu nfluencent le processus de prse de décson par les pauvres trouve que l'averson au rsque, le nveau de revenu élevé, le fable nveau de la prme d'assurance et les fras de sons de santé élevés peuvent stmuler la demande d'assurance malade. Et les rasons possbles de non- 7

8 assurance sont: fable nveau des fras de sons de santé, nécessté pour la consommaton courante parce que les ndvdus sont trop pauvres pour se prémunr contre un éventuel rsque dans le futur. Flores et Vega (1998) ont dentfé les obstacles à l'accès aux sons de santé des enfants latnoamércans en fasant le résumé des artcles qu ont abordé les obstacles à l'accès aux sons de santé par les enfants latno-amércans. Ils ont conclu que l'absence d'une assurance malade et de l'absence d'une source régulère de sons médcaux sont les prncpaux obstacles à l'accès aux sons de santé par les enfants latno-amércans, de même les comportements et les pratques des fournsseurs de sons de santé et des parents peuvent nfluencer l'accès aux sons médcaux. 3. Méthodologe de l'étude L estmaton de l mpact global de l assurance malade sur l utlsaton des servces de santé nécesste le contrôle des effets de l'ant-sélecton et de l'aléa-moral, d une part et la correcton d endogénété d autre part. Ans, pour prendre en compte les effets des deux phénomènes lés à l asymétre d nformaton et pour corrger l endogénété, tros types de modèles sont utlsés dans la lttérature. Le premer consste à détermner smultanément la probablté de souscrre à une assurance malade et de consommaton des servces médcaux par les ndvdus en estmant un système d'équaton smultanée (L & Zhang (2013), Ndongo & Nanfosso (2012), Albouy & Crepon (2007), Gardol, Geoffard & Grandchamp (2005), Buchmueller, Couffnhal, Grgnon & Perronnn (2004), Waters (1999), Holly, Gardol, Domenghett & Bsg (1998) et Caussat & Glaude (1993), etc.). Le deuxème type de modèle utlse la technque d'apparement sur score de propenson (propensty score matchng) (Koch & Alaba (2010) et Barros, Machado & Sanz-de-Galdeano (2008), etc.). Le trosème modèle est la méthode des varables nstrumentales (Meer et Rosen (2004), etc.). Dans le cas où l'assurance malade est oblgatore, les auteurs (Barros et al. (2008), Buchmueller et al. (2004) et Caussat & Glaude (1993)) ont fat l'hypothèse que le chox de l'assurance malade est exogène c'est-à-dre qu'l n'y a pas de corrélaton entre l'assurance malade et l'état de santé et donc l n est pas nécessare de tester et corrger l endogénété. Cependant, les auteurs (Smth et Sulzbach (2008), Saksena et al. (2011), etc.) ont utlsé le modèle logt. Ce paper utlsé le modèle d équatons smultanées, qu consste à détermner smultanément la probablté de souscrre à une assurance malade et d utlser les servces de santé. Cette secton spécfe donc le modèle et présente les données utlsés dans cette étude. 8

9 3.1. La spécfcaton du modèle de Waters (1999) Le système d'équatons smultanées permet de tester le bas de sélecton et le corrge quand cela exste. En économétre, le bas de sélecton est équvalent à l'endogénété, ce qu base l'assocaton observée entre les varables ndépendantes et la varable dépendante (Waters, 1999). Suvant Waters (1999), notons médcaux par le ménage. M une varable endogène représentant la demande des servces M est une foncton lnéare des varables exogènes ( X ) et de la varable supposée endogène (assurance malade ( I )). D'où, l'équaton de l'utlsaton des servces de santé est : M X y (1) où y se reporte à l'assurance malade ( I ). La varable dchotomque assocé à M est M et est défne comme la suvante : M 1 0 le ménage n' a le ménage a utlsé les servces de santé pas utlsé les servces de santé s M 0 par alleurs (2) Notons y la varable supposée endogène, représentant l'assurance malade. y est une foncton lnéare de quelques-unes ou de toutes les varables exogènes ( X ) et auss d'une ou de pluseurs varables exogènes ( Z, varables lées exclusvement à l'assurance malade). Cec sgnfe qu'l y a plus de varables exogènes dans l'équaton de l'assurance malade que dans celle de l'utlsaton des servces de santé, autrement dt l'équaton (2) ne sera pas dentfée. L'équaton de l'assurance malade peut donc être écrte de la manère suvante : y X Z (3) y 1 0 y observé est une foncton de la value de s y 0 par alleurs y : (4) 9

10 Dans le cas de l'assurance malade, y 0 s le ménage bénéfce de l'un des tros types de l'assurance malade. En ce qu concerne l'assurance malade, y 0 s le ménage ndque qu'un membre du ménage a été malade. En résumé, le système d'équaton se présente comme sut : M X y y X Z (5) Selon l'équaton (5), l y a endogénété ou bas de sélecton s'l y a corrélaton entre y et. Cela sgnfe que les facteurs non observables qu nfluencent la varable assurance malade, nfluencent également l'utlsaton des servces de santé. Les termes d'erreur et sont supposés suvre une dstrbuton normale bvarée. Pusque, les varables observées ( M et y ) sont toutes des varables bnares (1/0) et les termes d'erreur ont une dstrbuton normale bvarée, le modèle probt bvaré sera utlsé pour estmer smultanément les deux équatons. Une fos que la dstrbuton des termes d erreur est connue, le chox de la méthode d estmaton dépendra de la premère équaton du système. S cette équaton est une foncton lnéare des varables explcatves, l utlsaton de la méthode de Heckman (1979) est approprée. Cependant, cette technque n est plus adaptée pour la correcton du bas de sélecton dans le cas de la non-lnéarté (O'Hggns, 1994). De même, Greene (2012) 2 montre qu en cas de non-lnéarté les coeffcents du model de Heckman en deux étapes sont supéreurs à ceux du maxmum de vrasemblance. Ic, l utlsaton des servces de santé est une foncton non-lnéare de l âge. En effet, l utlsaton des servces de santé vare suvant les groupes d âge (Andersen & Newman, 2005). La relaton entre l âge et l utlsaton est en forme de U. Ans, l utlsaton est élevée chez le jeune enfant (0-5) ans pus relatvement basse jusqu à 40 ans et croît à partr de cet âge. Ans, la méthode du maxmum de vrasemblance est utlsée pour estmer le système pour chaque type d assurance après avor testé l'endogénété. 2 Greene, W. H. (2012). Econometrc Analyss (7th ed.), example 19.11: Female Labor Supply. 10

11 3.2. Données et varables de l'étude Les analyses emprques de cette étude s appuent sur les données de la quatrème édton de l Enquête Démographe et de Santé (EDS-IV), réalsée de décembre 2011 à mars 2012 par l'insttut Natonal de la Statstque et de l'analyse Economque (INSAE) auprès de ménages bénnos. L EDSB-IV fat parte du programme mondal Measure DHS dont «l objectf est de collecter, d analyser et de dffuser des données relatves à la populaton et à la santé de la famlle, d évaluer l mpact des programmes ms en œuvre et de planfer de nouvelles stratéges pour l améloraton de la santé et du ben-être de la populaton» (INSAE & ICF Internatonal, 2013). Les nformatons collectées au cours de cette enquête sont représentatves au nveau natonal, au nveau du mleu de résdence (urban et rural), au nveau des douze départements et au nveau des soxante-dx-sept communes du Bénn. Contrarement aux édtons précédentes, l EDSB-IV s est ntéressée à l assurance malade en posant une queston relatve à la couverture médcale aux hommes et aux femmes enquêtés. Ans, l EDSB-IV fournt des nformatons détallées sur chaque type d assurance malade (assurance mutuelle de santé ou assurance communautare, l assurance publque, assurance employeur et l assurance prvée commercale). En séparant l assurance malade employeur de l assurance malade prvée commercale, l EDSB-IV dstngue quatre types d assurance malade. Nous utlsons donc cette dstncton dans nos estmatons. Les nformatons sont recuelles auprès des ndvdus élgbles à l EDSB. Les ndvdus élgbles à l EDSB sont les hommes et les femmes âgés respectvement de 15 à 64 ans et de 15 à 59 ans. Toutes les femmes élgbles ont été enquêtées dans les ménages sélectonnés et c est dans un ménage sur tros que tous les hommes élgbles ont été enquêtés. Tros types de questonnare ont été utlsé, le questonnare ménage, le questonnare femme et le questonnare homme. Ces questonnares ont perms de recuellr des données sur l utlsaton des servces de santé, sur l assurance malade et sur les caractérstques soco-démographques des ménages. Au total, ménages ont été enquêtés pour membres de ménages. Précsons que notre unté d analyse est le ménage. La varable dépendante de notre modèle est l utlsaton des servces de santé et les varables potentellement endogènes sont chacun des quatre types d assurance malade. Selon Andersen et Newman (2005), les facteurs qu nfluencent l utlsaton des servces de santé peuvent être regroupés en tros catégores à savor les facteurs de prédsposton, les facteurs favorables et 11

12 les facteurs ndquant le nveau de la malade. Ans, suvant ces auteurs les varables ndépendantes de notre étude sont regroupées comme sut. Les varables de prédsposton : le nveau d éducaton du chef de ménage et de son conjont, l occupaton du chef de ménage et de son conjont, l âge, le sexe, la relgon et l ethne du chef de ménage, la talle du ménage, le nombre d enfants de mons de cnq et de femmes encentes dans le ménage, le type de tolette, la source de l eau de bosson. Les varables favorables : le revenu du ménage, la couverture en assurance malade, la dstance parcourue avant d attendre l établssement de santé le plus proche, la régon et le mleu de résdence. Les varables du nveau de la malade mesurées par les symptômes de la malade : présence de la fèvre, de la toux, de la darrhée et de l anéme dans le ménage. A ces varables nous ajoutons une varable lée au style de ve du chef de ménage qu est mesurée à travers l état fumeur ou non du chef de ménage. Les symboles et les défntons des dfférentes varables utlsées sont présentées à l annexe1 du document. 4. Résultats et dscussons La présentaton des résultats est organsée en tros étapes. Nous avons d abord présenté les statstques descrptves ; ensute nous avons procédé à l estmaton du modèle et, enfn, nous avons abordé la dscusson Statstques descrptves Le tableau 1 suvant donne la descrpton des ménages de notre échantllon à travers les caractérstques économques et soco-démographques des chefs de ménage. Ce tableau présente également, les caractérstques des ménages suvant l utlsaton des servces de santé au cours des douze derners mos avant l enquête. Il ressort de ce tableau que, 24,99% des ménages enquêtés ont utlsé les servces de santé pour les sons curatfs au cours des 12 derners mos avant l enquête. Dans l ensemble la quastotalté des ménages enquêtés ne bénéfcent pas de l assurance malade. En effet, seulement 2% des ménages sont couverts par l assurance et 37,85% de ces derners résdent à Cotonou. 74,01% des ménages assurés sont couverts par l assurance malade offerte par l employeur (l Etat et les entreprses prvées). Ce qu montre qu au Bénn, l assurance malade est prncpalement réservée aux fonctonnares de l Etat ou des grandes socétés prvées. Notons également que 11,29% des ménages ayant l assurance malade publque sont couverts par l un des autres types d assurance. Cec peut-être pour combler les nsuffsances de l assurance malade publque. 12

13 Tableau 1 : Statstques descrptves (utlsaton des servces de santé) Varables Utlsaton des servces de santé Moyenne (SD) Non Ou Dfférence de moyonne (t-test) Total Moyenne (SD) N HI 0,016 (0,126) 0,033 (0,180) 0,172*** 0,020 (0,142) HI_Pr 0,002 (0,052) 0,005 (0,076) 0,003*** 0,003 (0,059) HI_Pub 0,004 (0,065) 0,010 (0,099) 0,005*** 0,005 (0,075) HI_Mut 0,004 (0,063) 0,007 (0,084) 0,003** 0,004 (0,069) HI_Emp 0,007 (0,087) 0,014 (0,120) 0,006*** 0,009 (0,096) AgeCM 44,837 (13,401) 41,526 (13,216) 3,311*** 44,010 (13,431) SexeCM 0,799 (0,400) 0,829 (0,376) 0,030*** 0,806 (0,394) RelgonCM1 0,121 (0,327) 0,095 (0,294) 0,026*** 0,115 (0,319) RelgonCM3 0,249 (0,432) 0,204 (0,403) 0,045*** 0,238 (0,426) RelgonCM4 0,296 (0,456) 0,341 (0,474) 0,044*** 0,308 (0,461) RelgonCM5 0,028 (0,166) 0,033 (0,180) 0,004 0,029 (0,170) RelgonCM7 0,062 (0,242) 0,075 (0,264) 0,013*** 0,066 (0,248) RelgonCM10 0,051 (0,222) 0,044 (0,206) 0,007* 0,050 (0,218) StMat1 0,266 (0,442) 0,118 (0,323) 0,148*** 0,229 (0,420) StMat2 0,521 (0,499) 0,681 (0,466) 0,159*** 0,561 (0,496) StMat3 0,157 (0,364) 0,149 (0,356) 0,007 0,155 (0,362) StMat4 0,019 (0,137) 0,013 (0,117) 0,005** 0,017 (0,132) StMat5 0,007 (0,086) 0,006 (0,081) 0,001 0,007 (0,085) StMat6 0,026 (0,160) 0,029 (0,169) 0,002 0,027 (0,163) EducCM1 0,640 (0,479) 0,583 (0,492) 0,056*** 0,626 (0,483) EducCM2 0,154 (0,361) 0,200 (0,400) 0,045*** 0,166 (0,372) EducCM3 0,194 (0,395) 0,191 (0,393) 0,002 0,193 (0,395) EducCM4 0,010 (0,102) 0,024 (0,154) 0,013*** 0,014 (0,117) NbreEtude 2,633 (4,064) 3,070 (4,400) 0,437*** 2,742 (4,154) OccupCM1 0,007 (0,086) 0,012 (0,109) 0,004** 0,008 (0,094) OccupCM2 0,092 (0,290) 0,146 (0,354) 0,054*** 0,108 (0,310) OccupCM4 0,058 (0,235) 0,057 (0,233) 0,001 0,058 (0,234) OccupCM5 0,496 (0,500) 0,360 (0,480) 0,135*** 0,457 (0,498) OccupCM7 0,108 (0,311) 0,123 (0,328) 0,014** 0,112 (0,316) OccupCM8 0,157 (0,364) 0,216 (0,412) 0,058*** 0,174 (0,379) CM_AgSante 0,005 (0,075) 0,012 (0,109) 0,006*** 0,007 (0,085) OccupConj1 0,401 (0,490) 0,285 (0,451) 0,115*** 0,372 (0,483) OccupConj2 0,014 (0,117) 0,035 (0,185) 0,021*** 0,019 (0,138) OccupConj4 0,158 (0,365) 0,206 (0,405) 0,047*** 0,170 (0,376) OccupConj5 0,159 (0,366) 0,141 (0,348) 0,018*** 0,155 (0,362) 13

14 OccupConj8 0,151 (0,358) 0,192 (0,394) 0,040*** 0,161 (0,368) OccupConj9 0,053 (0,224) 0,069 (0,254) 0,016*** 0,057 (0,232) Conj_AgSante 0,002 (0,052) 0,007 (0,087) 0,004*** 0,004 (0,063) CM_PraMed 0,006 (0,080) 0,005 (0,073) 0,001 0,006 (0,079) Nbre_Mem 6,785 (3,618) 6,382 (3,366) 0,403*** 6,685 (3,561) Permsson 0,362 (0,480) 0,309 (0,462) 0,052*** 0,348 (0,476) Moy_Fn 0,639 (0,480) 0,599 (0,490) 0,039*** 0,629 (0,483) Dstance 0,459 (0,498) 0,406 (0,491) 0,052*** 0,446 (0,497) Nbre_Enf5 1,302 (1,313) 1,515 (1,250) 0,213*** 1,355 (1,301) Enf5_FemEn 2,517 (2,120) 2,870 (1,874) 0,353*** 2,605 (2,067) Inf_Resp 0,016 (0,127) 0,044 (0,206) 0,027*** 0,023 (0,151) Darrhee 0,037 (0,190) 0,073 (0,260) 0,035*** 0,046 (0,210) Aneme 0,180 (0,384) 0,212 (0,409) 0,031*** 0,188 (0,391) Palu 0,071 (0,258) 0,136 (0,343) 0,064*** 0,088 (0,283) Mal 0,256 (0,436) 0,359 (0,480) 0,103*** 0,282 (0,450) Mleu 0,409 (0,491) 0,468 (0,499) 0,058*** 0,424 (0,494) Source : Auteur, à partr des données d EDSB *, ** et *** sgnfcatfs respectvement à 10%, 5% et 1%. Le tableau montre que, l âge moyen du chef de ménage est de 44,01 ans et que 80,6% des ménages sont drgés par des hommes. Le chef de ménage le plus veux a 95 ans tands que le plus jeune a 16 ans. La plupart des chefs de ménage nterrogés sont marés (56,1%) et de relgon catholques (30,8%). Quatre nveaux d étude ont été dstngués : aucun, prmare, secondare et supéreur. Le tableau c-dessus ndque que 62,6% des chefs de ménage n ont aucun nveau d nstructon, 16,6% ont le nveau prmare, 19,3% ont le nveau secondare et seulement 1,4% ont le nveau supéreur. En ce qu concerne la stuaton professonnelle des chefs de ménage, 45,7% des répondants sont des agrculteurs ndépendants, 17,4% sont des ouvrers qualfés, 11,2% sont dans les servces, 10,8% sont des professonnels/techncens/gestonnares et 0,8% sont sans emplo. Ans, l agrculture est la professon prncpale des chefs de ménage au Bénn, tands que la vente (17%) est la prncpale actvté des conjonts occupés. Par alleurs, les ménages les plus pauvres représentent 18,83% contre 19,51% pour les plus rches, la classe moyenne représentant 20,84% de l échantllon. Dans l échantllon, la talle moyenne des ménages est de 6,685 personnes et le nombre moyen d enfants de mons de cnq ans et de femmes encentes dans les ménages lors de l enquête est de 2,605. Ces nombres sont plus élevés dans le mleu rural qu urban. En effet, la talle moyenne est de 6,928 dans le mleu rural et 6,354 dans le mleu urban et l y a 2,19 et 2,90 14

15 d enfants de mons de cnq ans et de femmes encentes dans les mleux urbans et ruraux respectvement. Il faut noter que près de tros ménages sur sept (42,4%) vvent en mleu urban. Dans 8,8% des ménages, au mons un membre a souffert du paludsme au cours des deux semanes précédant l enquête et 28,2% ont connu au mons un cas malade. Les malades darrhéques et les nfectons respratores ont affecté les enfants respectvement dans 4,6% et 2,3% des ménages tands que dans 18,8% des ménages, l anéme a affecté les enfants ou les femmes encentes. Les malades affectant les enfants de mons de cnq ans sont surtout l anéme et la darrhée. En analysant la queston relatve à l accessblté aux centres de santé, 34,8% des répondants ont ndqué qu avor une permsson pour se rendre dans un établssement de santé est un gros problème. Pour 62,9% et 44,6% des répondants, ce sont les moyens fnancers et la dstance respectvement qu consttuent un gros problème. Ans, respectvement 63,9%, 36,2% et 45,9% n ont pas utlsé les servces de santé car les moyens fnancers, la permsson d y aller et la dstance consttuent un gros problème pour eux. Cec montre que les moyens fnancers est l une des grandes barrères à l utlsaton des servces de santé au Bénn. La quas-totalté des tests de dfférence de moyenne sont sgnfcatves au seul de 1% ndquant une dfférence sgnfcatve entre les ménages ayant utlsé les servces de santé au cours des douze derners mos avant l enquête et ceux qu ne l ont pas utlsé. Enfn, les statstques descrptves c-dessus suggèrent que les ménages couverts par l assurance malade utlsent les servces de santé que ceux qu ne le sont pas Les résultats d estmaton Avant de procéder aux estmatons, l est nécessare de tester et de corrger l endogénété s elle exste. En effet, gnorer ce phénomène entranera un bas dans les estmatons et donc condura à des analyses erronées Sources et test d endogénété Une varable explcatve est dte endogène lorsqu elle est lée au terme d erreur. Ic, y est consdérée comme endogène s, 0 Cov. Pluseurs causes sont à l orgne de ce problème y mas nous présentons brèvement les tros causes les plus fréquentes dans la lttérature. La premère source est le chox d adhérer ou non au programme d assurance. Le chox de souscrre à une assurance malade n est pas aléatore. En effet, les ndvdus qu sont couverts par l assurance 15

16 malade ont des caractérstques nobservables dfférentes de ceux qu ne le sont pas (l y a donc omsson des varables). Etant donné qu au Bénn, l assurance malade est prncpalement réservée aux fonctonnares, cette source d endogénété peut-être la plus prépondérante. La seconde source potentelle d endogénété est l erreur de mesure. Selon Cameron et Trved (2005), les sources de l'erreur de mesure sont la mauvase réponse à une queston de l'enquête, le codage ncorrect d'une réponse correcte, et l'utlsaton d'une varable mesurée correctement comme un proxy pour une autre varable théorquement valable mas non observée. Ces dfférentes erreurs sont présentes lors des enquêtes et par conséquent les données sont mesurées avec erreur. La trosème source potentelle d endogénété est la smultanété. Elle arrve lorsqu au mons une varable explcatve est détermnée smultanément avec la varable explquée. Ic, cela arrvera lorsque la demande d assurance malade et l utlsaton des servces de santé seront détermnées smultanément. Nous pensons que cette cause est peu probable dans le contexte bénnos. Une fos que les sources probables d endogénété sont connues, l est nécessare de tester son exstence dans nos données. Ans suvant Waters (1999), tros méthodes sont utlsées : () La sgnfcatvté de (la covarance entre les termes d erreur et ) dans le modèle probt bvaré : l estmaton du modèle probt bvaré fournt la statstque permettant de tester la sgnfcatvté de. S est sgnfcatvement dfférente de zéro, alors l hypothèse d exogénété de la varable "assurance malade" est rejetée. () La sgnfcatvté des résdus ou des valeurs prédtes de la deuxème équaton lorsqu ls sont nsérés dans la premère équaton : ce test provent d une estmaton à deux étapes et a été développé par Smth et Blundell (1986). Tout d abord, l équaton de la demande d assurance est estmée et ces valeurs prédtes sont ensute nsérées dans l équaton d utlsaton des servces de santé. La sgnfcatvté du coeffcent des valeurs prédtes ndque que la varable "assurance malade" est endogène. Etant donné que la varable "assurance malade" est une varable bnare, les résdus de l équaton de la demande d assurance sont équvalents à la valeur prédte. () La comparason des résultats du probt unvaré et bvaré : la dfférence entre les coeffcents de la varable "assurance malade" du probt unvaré et bvaré montre l ampleur de l effet de la correcton de l endogénété. Une large dfférence des coeffcents, le changement de sgne du coeffcent ou le changement de la sgnfcatvté du coeffcent sont tous ndcateurs de l endogénété de la varable "assurance malade". Ces tros dfférents tests sont fats pour chacun des quatre types d assurance malade. 16

17 Le test de sgnfcatvté de rho (test ()) montre que, seul le rho de l assurance malade prvée ( 0, 6207 et p 0, 0544 ) est statstquement dfférent de zéro au seul de 10%. De même, le test de comparason de coeffcent (test ()) ndque un changement de sgnfcatvté de la varable «assurance malade prvée» lorsqu on compare les modèles probt unvarés et bvarés. Ans, au regard de ces deux tests, seule l assurance malade prvée est endogène à l utlsaton des servces de santé au Bénn. Le test () ndque qu aucune des varables de l assurance malade n est sgnfcatve. Etant donné que le test sur les résdus est sensble au pouvor de prédcton de la forme rédute, nous retendrons que l assurance malade prvée est endogène dans la sute du traval. En concluson, l assurance malade publque, l adhéson aux mutuelles de santé et l assurance malade employeur sont exogènes à l utlsaton des servces de santé au Bénn. Pour corrger donc l endogénété de l assurance malade prvée, nous estmons le système d équatons smultanées. Pour les autres, le probt unvaré est estmé. Un autre problème mportant dans cette étude est celu relatf à l hétéroscedastcté. En effet, cette étude utlse dans une même équaton les varables mesurées à pluseurs nveaux : ndvdu, ménage et communauté. Cela est une source potentelle de l hétéroscedastcté, de même l hétéroscedastcté est présente auss ben dans les données en coupe transversale que dans les séres temporelles (Greene, 2012). Comme dans le cas de l endogénété, gnorer l hétéroscedastcté condut à des estmateurs basés et neffcents (Greene, 2012; O'Hggns, 1994), l est donc l mportance de tester et de corrger l hétéroscedastcté s elle est présente L estmaton du modèle et dscusson Rappelons que notre système d équatons est dentfé s le nombre de varables dans l équaton d utlsaton des servces de santé nféreur au nombre de varables dans l équaton de la demande d assurance. Ans, comme Buchmueller et al. (2004), nous avons retenu comme varable d excluson la professon du chef de ménage et de son conjont. L équaton de la demande content donc en plus des varables de l équaton d utlsaton, les varables lées à la professon. Les varables retenues dans l équaton d utlsaton sont des varables sgnfcatves au seul de 1% et de 5% après l estmaton du modèle probt unvaré. Après la correcton du bas de sélecton et la prse en compte de l hétéroscedastcté, l ressort des dfférentes estmatons que, seule l assurance malade prvée a une nfluence postve sur l utlsaton des servces curatfs de santé et que les autres types d assurance n nfluencent pas 17

18 sgnfcatvement l utlsaton des servces curatfs de santé au Bénn. Le tableau 2 c-dessous, résume les résultats des modèles unvarés et bvarés, seules les varables sgnfcatves dans le modèle lé à l assurance malade prvée sont présentées dans le tableau. L objectf de ce paper étant d évaluer l mpact de l assurance malade sur l utlsaton des servces de santé, nous n avons pas présenté un commentare détallé du tableau 2. Nous nous sommes focalsé sur les résultats de l mpact de l assurance. Le tableau 2 montre que, pour l assurance malade prvée, l effet margnal postf non sgnfcatf de 0,0035 dans le modèle unvaré a été remplacé par l effet margnal postf et sgnfcatf de 0,0033 dans le modèle probt bvaré. Ce résultat ndque que la non prse en compte de l endogénété base l analyse. L effet margnal dans le modèle probt bvaré est postf et sgnfcatf à 5%, cela sgnfe que, avor l assurance malade prvée augmente la probablté d utlser les sons de santé de 0,33%. De même, le coeffcent de corrélaton entre les termes d erreur du probt bvaré ( ) est négatf et sgnfcatf à 10%. Ans, les facteurs nobservables qu nfluencent à la fos l adhéson à l assurance malade et l utlsaton des servces de santé sont négatvement corrélés. Par conséquent, les personnes qu sont plus susceptbles d'utlser les sons curatfs de santé pour des rasons non observables sont mons susceptbles d'être assurées, ce qu confrme les résultats de Waters (1999). Nos résultats ndquent un fable mpact de l assurance malade sur l utlsaton des servces curatfs de santé au Bénn. Cec peut être justfé par le fat que les adhérents ne chosssent pas leur prestatare de sons. En effet, chaque compagne d assurance sgne un contrat avec un réseau de prestatares vers qu elle drge ces clents. Ans, les personnes assurées ne peuvent pas fréquenter n mporte quel servce de santé pour bénéfcer des sons. Ce qu lmte leur préférence quant au chox des servces et du personnel de santé. De même, la fable proporton (0,3%) et la catégore des ndvdus ayant l assurance malade prvée peuvent également explquer le fable mpact. En effet, 78,68% des ménages couverts par l assurance malade prvée sont des ménages les plus rches du Bénn (ce qu se justfe car la prme d assurance est très élevée). Ces ménages les plus rches adoptent des comportements préventfs et sont mons susceptbles d être malade. Ans, les ndvdus les plus susceptbles d utlser les servces de santé n ont pas d assurance malade. Elargr donc la couverte d assurance malade vers ces derners augmentera l utlsaton des servces de santé au Bénn. 18

19 Tableau 2 : Détermnants de l utlsaton des servces de santé au Bénn : résumé des résultats du modèle unvaré et bvaré Varables Probt unvaré Probt bvaré Coeffcent p-value Coeffcent p-value Constante - 0,315 0,161-0,154 0,587 Assurance malade prvée 0,116 0,496 1,535** 0,016 Sexe du CM 0,063** 0,047 0,158*** 0,000 Age du CM - 0,023*** 0,000-0,024*** 0,000 Age du CM au carré 0,0001*** 0,000 0,0001*** 0,000 Relgon tradtonnelle - 0,331*** 0,001-0,320*** 0,002 Catholque 0,134** 0,013 0,111** 0,058 Protestant méthodste 0,165** 0,037 0,142* 0,099 Autres protestants 0,282*** 0,000 0,250*** 0,003 Chrstansme céleste 0,159** 0,015 0,136* 0,051 Autres chrstansmes 0,123** 0,038 0,114* 0,074 Pas de relgon Omse - Omse - Célbatare - 0,594*** 0,000 Omse - Vt avec un partenare - 0,082 0,251-0,147** 0,045 Séparé Omse - Omse - Nbre d'années d'étude 0,043*** 0,000 0,014 0,292 CM est un agent de santé 0,262** 0,028 0,294** 0,013 Conj du CM est un agent de santé 0,304* 0,070 0,280 0,139 Talle du ménage - 0,023 0,000-0,023*** 0,000 Permsson - 0,100*** 0,000-0,111*** 0,000 Nbre d'enfants de mons de 5 ans 0,088*** 0,000 0,093*** 0,000 Présence de malade dans le ménage 0,196*** 0,000 0,184*** 0,000 Mleu 0,050** 0,043 0,041 0,139 Albor - 0,423*** 0,000-0,508*** 0,000 Atacora 0,338*** 0,000 0,275*** 0,000 Collnes 0,121** 0,020 0,100* 0,080 Couffo 0,315*** 0,000 0,275*** 0,000 Donga 0,196*** 0,002 0,081 0,244 Lttoral 0,250*** 0,000 0,197*** 0,001 Mono 0,035 0,539-0,106* 0,092 Ouémé 0,175*** 0,000 0,173*** 0,001 Plateau - 0,060*** 0,002-0,167** 0,010 Zou Omse - Omse - Nombre d'observatons Pseudo R² 0,077 nd Effet margnal de l'assurance 0,0035 0,496 0,0033** 0,016 Valeur de rho ( ) nd - 0,620* 0,071 Source : Auteur, à partr des données d EDSB *, ** et *** sgnfcatfs respectvement à 10%, 5% et 1%. 19

20 5. Concluson L assurance malade formelle couvre une proporton margnale de la populaton bénnose. Les contrantes économques et fnancères, la prme d assurance élevée et la méconnassance des avantages de l assurance malade font que la protecton contre le rsque malade est quas-absente au Bénn. L objectf de ce paper est de montrer s l on augmente la demande d assurance malade au Bénn, l on augmentera l utlsaton des servces de santé. Pour ce fat, cette étude a analysé l mpact de l assurance malade sur l utlsaton des servces de santé au Bénn. Les statstques descrptves ndquent que 24,99% des ménages enquêtés ont utlsé les servces curatfs de santé au cours des 12 derners mos avant l enquête et la quas-totalté des ménages enquêtés ne bénéfcent pas de l assurance malade. En effet, seulement 2% des ménages sont couverts par l assurance et 74,01% des ménages assurés sont couverts par l assurance malade offerte par l employeur (l Etat et les entreprses prvées). L assurance malade prvée couvert 0,3% des ménages de notre échantllon. 0,5%, 0,4% et 0,9% des ménages enquêtés sont couverts respectvement par l assurance malade prvée, les mutuelles de santé et l assurance malade employeur. Les résultats des estmatons ndquent que seule l assurance malade prvée est endogène à l utlsaton des servces curatfs de santé. Ans, après avor corrgé l endogénété et tenu compte de l hétéroscedastcté, les résultats montrent que seule l assurance malade prvée amélore sgnfcatvement l utlsaton des servces curatfs de santé au Bénn et que les autres types d assurance (assurance publque, mutuelle de santé, et assurance malade employeur) n a aucune nfluence sgnfcatve sur l utlsaton des servces curatfs de santé. Toutefos, l convent de soulgner que l mpact de l assurance malade prvée est fable. Cependant, les mesures nctatves qu vsent à augmenter la demande d assurance malade prvée amélorera l utlsaton des servces curatfs au Bénn. Notons que notre base de données ne content pas d nformaton sur les sons préventfs, ans cette étude n a pas pu analyser l mpact de l assurance malade sur l utlsaton des sons préventfs. Donc, l une des pstes possbles de recherche future serat d analyser l mpact de l assurance malade sur l utlsaton des servces préventfs au Bénn. 6. Références bblographques Albouy, V., & Crepon, B. (2007). Aléa moral en santé: une évaluaton dans le cadre du modèle causal de Rubn. Insttut natonal de la statstque et des études économques (Insee), Drecton des Etudes et Synthèses Economques, Document de traval,

21 Andersen, R., & Newman, J. F. (2005). Socetal and ndvdual determnants of medcal care utlzaton n the Unted States. Mlbank Quarterly, 83(4), Onlne only-onlne only. Barros, P. P., Machado, M. P., & Sanz-de-Galdeano, A. (2008). Moral hazard and the demand for health servces: a matchng estmator approach. Journal of health economcs, 27(4), Bernsten, J., Chollet, D., & Peterson, S. (2010). How does nsurance coverage mprove health outcomes. Mathematca Polcy Research, Inc, 1, Baou, A., Adéchan, D. D., Essessnou, R., & Hounkpodoté, E. (2011). Enquête Modulare Intégrée sur les Condtons de Ve des ménages 2ème édton (EMICoV 2011) : rapport prélmnare. Mnstère du Dévéloppement, de l'analyse Economque et de la Prospectve: Insttut Natonal de la Statstque et de l'analyse Economque (INSAE), Cotonou, Bénn. Brown, M. E., Bndman, A. B., & Lure, N. (1998). Montorng the consequences of unnsurance: a revew of methodologes. Medcal Care Research and Revew, 55(2), Buchmueller, T. C., Couffnhal, A., Grgnon, M., & Perronnn, M. (2004). Access to physcan servces: does supplemental nsurance matter? Evdence from France. Health economcs, 13(7), Cameron, A. C., & Trved, P. K. (2005). Mcroeconometrcs: methods and applcatons: Cambrdge unversty press. Caussat, L., & Glaude, M. (1993). Dépenses médcales et couverture socale. Econome et statstque, 265(1), Crew, M. (1969). Consurance and the welfare economcs of medcal care. The Amercan economc revew, 59(5), Dercon, S., De Weerdt, J., Bold, T., & Pankhurst, A. (2006). Group-based funeral nsurance n Ethopa and Tanzana. World Development, 34(4), Donfouet, H. P. P., & Maheu, P.-A. (2012). Communty-based health nsurance and socal captal: a revew. Health economcs revew, 2(1), 1-5. Feldsten, M. (1977). Qualty change and the demand for hosptal care. Econometrca: Journal of the Econometrc Socety, Flores, G., & Vega, L. R. (1998). Barrers to health care access for Latno chldren: a revew. Famly Medcne-Kansas Cty, 30, Gardol, L., Geoffard, P.-Y., & Grandchamp, C. (2005). Separatng selecton and ncentve effects n health nsurance. Pars-Jourdan Scences Economques, Workng paper( ). Greene, W. H. (2012). Econometrc Analyss (7th ed.). Pearson Educaton, Inc: Prentce Hall. Heckman, J. J. (1979). Sample selecton bas as a specfcaton error. Econometrca: Journal of the Econometrc Socety, Holly, A., Gardol, L., Domenghett, G., & Bsg, B. (1998). An econometrc model of health care utlzaton and health nsurance n Swtzerland. European economc revew, 42(3),