Par Sylvain TERRONI. Unité 707 Epidémiologie et Sciences de l Information. Rapport de stage

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1 Master Professionnel 2 ème année Statistique Appliquée aux Sciences Sociales et de la Santé Institut de Santé Publique, d'épidémiologie et de Développement, Pr Roger Salamon Université Victor Segalen Bordeaux rue Léo Saignat Bordeaux Cedex Unité 707 Epidémiologie et Sciences de l Information Pr Guy Thomas Faculté de médecine Saint Antoine Université Pierre et Marie Curie Paris 6 27 rue Chaligny Paris Cedex 12 Le recours aux soins à Paris et Antananarivo : Une comparaison des facteurs sociaux associés au renoncement aux soins pour raisons financières et au fait de disposer, ou non, d un médecin régulier Par Sylvain TERRONI Rapport de stage Maître de stage : Pierre CHAUVIN Médecin épidémiologiste CR1HDR Inserm U 707 Université Paris 6 Tuteur : Anne GegoutPetit Professeur agrégé de statistique ISPED Université Bordeaux 2 Avril Juillet 2005

2 Je tiens à exprimer mes sincères remerciements à Monsieur le Professeur Guy THOMAS, directeur de l unité INSERM U707 ainsi qu à l ensemble de l équipe 3 «Déterminants sociaux de la santé et du recours aux soins» et plus particulièrement à : Pierre CHAUVIN, épidémiologiste, pour son encadrement, ses conseils méthodologiques et les relectures de ce rapport. Isabelle PARIZOT, sociologue, pour une meilleure compréhension des bases de données d Antananarivo et de Paris XX ième ainsi que ses connaissances sociologiques. Emilie REHANY et Fabienne BAZIN, doctorantes, pour leur soutien informatique et statistique. Je remercie également l ensemble des stagiaires et doctorants de l unité U707 pour leur accueil. Sylvain TERRONI Page 1

3 SOMMAIRE INTRODUCTION... 3 PRÉSENTATION DE LA STRUCTURE D ACCUEIL L Institut National de la Santé Et de la Recherche Médicale (INSERM) L unité de recherche U707 : Épidémiologie, Systèmes d information, Modélisation Équipe 3 : «Déterminants sociaux de la santé et du recours aux soins»... 5 JUSTIFICATION DE L ÉTUDE... 6 MATÉRIEL ET MÉTHODES Les échantillons Les questionnaires Les variables Analyse statistique... 9 RÉSULTATS Les données manquantes Le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois Étude Paris XX ième Les variables d ajustement L analyse univariée L analyse multivariée Étude Antananarivo Les variables d ajustement L analyse univariée L analyse multivariée Analyse comparative Synthèse et commentaires Avoir un médecin régulier ou non Étude Paris XX ième Les variables d ajustement L analyse univariée L analyse multivariée Étude Antananarivo Les variables d ajustement L analyse univariée L analyse multivariée Analyse comparative Synthèse et commentaires DISCUSSION GÉNÉRALE BILAN DU STAGE RÉFÉRENCE ANNEXES ANNEXE 1 Liste des tableaux et figures du rapport ANNEXE 2 Codage des variables ANNEXE 3 Exemple de test de chi2 de tendance ANNEXE 4 Exemple de test de comparaison de deux proportions ANNEXE 5 Programme et sorties SAS du modèle final sur le renoncement aux soins pour raisons financières à Paris Sylvain TERRONI Page 2

4 INTRODUCTION Du 4 avril au 31 juillet 2005, j ai réalisé mon stage de Master professionnel à l Institut National de la Santé Et de la Recherche Médicale (INSERM) et plus particulièrement au sein de l unité U707, intitulée «Epidémiologie, Systèmes d information, Modélisation» où j ai intégré l équipe 3 «Déterminants sociaux de la santé et du recours aux soins» dirigée par Pierre Chauvin. Cette dernière coordonne avec l équipe de recherche sur les inégalités sociales du Centre Maurice Halbwachs (CNRS 1 EHESS 2 ENS 3 ) et l Institut National d Etudes Démographiques (INED) un programme de recherche multidisciplinaire ayant pour objectif de comparer les relations entre la santé, les inégalités et les ruptures sociales (SIRS) dans de grandes métropoles. A ce jour, il porte sur les agglomérations suivantes : Abidjan (Côte d Ivoire), New York (EtatsUnis), Paris (France), Sao Paulo (Brésil), Varsovie (Pologne) et Antananarivo (Madagascar). A partir de ce programme, l objectif de mon stage était de réaliser une étude comparative entre Antananarivo et Paris et de déterminer les éventuels facteurs de risque de deux comportements de recours aux soins différents. Le premier fait référence au renoncement aux soins pour raison financière au cours des douze derniers mois. Cette thématique est une question classique, posée en France par l Institut de Recherche et Documentation en Economie de la Santé (IRDES) dans ses enquêtes biannuelles sur la santé et la protection sociale intitulées «Santé, soins et protection sociale». Le second est le fait d avoir, ou non, un médecin régulier. Celuici étant à même d orienter au mieux le patient au sein du système de soins, avoir un médecin régulier est considéré comme un atout pour le suivi et la prise en charge des personnes. Après une présentation succincte de la structure d accueil, la justification des deux études ainsi que les méthodes utilisées seront explicitées. Puis, chacune des deux analyses sera détaillée dans la partie résultats. Enfin, une discussion et un bilan du stage constitueront les deux dernières parties de ce mémoire. 1 Centre National de la Recherche Scientifique. 2 Ecole des Hautes Etudes en Sciences Sociales. 3 Ecole Normale Supérieure. Sylvain TERRONI Page 3

5 PRÉSENTATION DE LA STRUCTURE D ACCUEIL 1. L Institut National de la Santé Et de la Recherche Médicale (INSERM) Créée en 1964, il est le successeur de l INH (Institut National d Hygiène) fondé en 1941 à l instigation du secrétaire d État à la Santé (1). Depuis 1983, l INSERM est un établissement public à caractère scientifique et technologique, placé sous la double tutelle du Ministère de la Santé et du Ministère de la Recherche. Il a comme mission de conduire des recherches biologiques, médicales et de santé publique afin d'améliorer la compréhension des maladies et de raccourcir les délais pour faire bénéficier les patients, le monde médical et les partenaires nationaux mais aussi internationaux, des résultats de la recherche. En 1984, un décret établi un nouveau statut des personnels de l INSERM qui deviennent fonctionnaires, comme ceux du CNRS. A ce jour, il est le seul organisme public de recherche français entièrement dédié à la santé humaine. Il compte 360 unités et équipes de recherche (80% localisées dans des universités et des centres hospitalouniversitaires) et un effectif de personnes (dont 6500 salariés INSERM). Le budget total s élevait à environ 508 millions d euros en 2003, dont près de 71% provenait de subventions de l État. Nommé en février 2001, Christian Bréchot est le Directeur général de l institut dont le siège social se situe au 101 rue de Tolbiac dans le XIII ème arrondissement de Paris. Pour gérer ses 360 structures de recherche, l INSERM s est doté d administrations déléguées régionales réparties à Lille, Paris, Strasbourg, Bordeaux, Toulouse, Montpellier, Marseille et Lyon. L une des principales instances sur laquelle repose l institut est le conseil d administration. Il délibère sur le budget et traite les principales affaires administratives et financières de l institut. Un conseil scientifique étudie la situation et les perspectives de développement de la recherche médicale et en santé. Enfin, il existe des Conseils Scientifiques Consultatifs Régionaux (CSCR) qui ont pour principal objectif d étudier la situation et les perspectives régionales de développement de la recherche biomédicale et dans le domaine de la santé et des Commissions Scientifiques Spécialisées (CSS) dont une est dédiée à la santé publique, l épidémiologie et les sciences humaines qui évaluent la production et les projets scientifiques des chercheurs et des structures dans chaque discipline. Par ailleurs, l INSERM est en partenariat avec de nombreuses instances extérieures telles que les universités, les Centres Hospitaliers Universitaires (CHU), l industrie (groupes ou entreprises pharmaceutiques), les agences de santé telles que l Institut National de Veille Sanitaire (INVS), les organismes de protection sociale, les associations et fondations, la communauté scientifique internationale et les autres organismes de recherche tels que l institut Pasteur, le Commissariat à l Energie Atomique (CEA), l Institut National d Etudes Démographiques (INED) ou encore le CNRS. Sylvain TERRONI Page 4

6 2. L unité de recherche U707 : Épidémiologie, Systèmes d information, Modélisation Sous la direction du Pr. Guy Thomas (PUPH 1 ), elle a succédé le 31 décembre 2004 à l unité de recherche U444 (2). Elle est située à la faculté de médecine de l hôpital SaintAntoine dans le XII ème arrondissement de Paris. Actuellement, elle est composée d environ 80 chercheurs, ingénieurs, doctorants, stagiaires et personnels administratifs. L unité est liée très étroitement à l Ecole Doctorale «Santé Publique et Sciences de l Information Biomédicale» (ED 693, Université Paris 6) qui est dirigée par A.J. Valleron et au Master II de Biomathématiques, dont le responsable est G. Thomas. Ses objectifs sont d apporter des réponses dans trois domaines de la santé publique : les maladies infectieuses, le recours aux soins et la performance hospitalière. Pour cela, l organisation de la recherche s articule autour de quatre équipes : «Epidémiologie des maladies infectieuses», «Réseau sentinelles», «Déterminants sociaux de la santé et du recours aux soins» et «Performance hospitalière». En résumé, les équipes 1 et 2 se consacrent à l épidémiologie des maladies infectieuses, l équipe 3 développe un programme d épidémiologie sociale et l équipe 4 étudie la performance des structures de soins, composante critique de l épidémiologie hospitalière. Les problématiques développées dans les équipes se trouvent être à l origine de préoccupations communes de part la complémentarité des thèmes épidémiologiques, le rôle des modèles mathématiques et l exploitation de systèmes d information. Le déroulement de mon stage s est réalisé au sein de l équipe Équipe 3 : «Déterminants sociaux de la santé et du recours aux soins» Elle fut créée en 2002 (2). Coordonnée par Pierre Chauvin (CR1HDR 2 ), elle est composée d épidémiologistes et de sociologues (chercheurs, postdoctorants et doctorants), d une ingénieur d étude, d une coordinatrice de séminaire, d un superviseur de l enquête SIRS, d une personne chargée de la gestion administrative, du suivi comptable et des demandes de subventions. Des enquêteurs vacataires sont recrutés temporairement en fonction des études en cours. Son thème de recherche concerne essentiellement l étude des interrelations entre les situations sociales et les comportements de recours aux soins, en associant les approches épidémiologique et sociologique, et en conjuguant les méthodes de modélisation statistique et les méthodes qualitatives. Les travaux effectués ont pour objectif de développer des recherches en santé publique caractérisées par trois dimensions. En premier lieu, le système de recours aux soins est envisagé dans diverses composantes à la fois hospitalières et de ville, préventive et curative. Prendre en compte les caractéristiques sociales individuelles des personnes (situation socioéconomique, conditions de vie, caractéristiques psychosociales, insertion et supports sociaux) est le second objectif. Enfin, l accent est mis sur l importance des collaborations multidisciplinaires entre chercheurs en épidémiologie et en sciences sociales. Cette équipe coordonne entre autre le réseau régional de recherche en santé publique «SIRS Ile de France» soutenu par l INSERM. Ce fut à partir de ce projet que l une de mes deux études a été réalisée. 1 Professeur des Universités Praticien Hospitalier. 2 Chargé de Recherche première classe Habilité à diriger des recherches. Sylvain TERRONI Page 5

7 JUSTIFICATION DE L ÉTUDE Les disparités Nord/Sud et Est/Ouest sont flagrantes et connues. En effet, d un point de vue économique, les deux pays étudiés s opposent. Madagascar, une des anciennes colonies françaises, est l un des pays les plus pauvres du monde avec un produit intérieur brut (PIB) de 5,5 milliards de dollars en 2003 (3). La dépense nationale de santé représentait 2,1% du PIB en 2002 (4). En ce qui concerne la politique de santé, le maintien de la gratuité des soins par le gouvernement en 2003 a été un fait marquant, même si le résultat au niveau de l accès aux soins n a pas été probant. Cette gratuité a été effective au début et a fait exploser le nombre de consultations, mais ensuite, du fait de pénuries, les patients ont été contraints d acheter euxmêmes leurs médicaments (5). Selon une enquête démographique et de santé réalisée par l INSTAT, 1,7 million d'enfants n'ont pas accès à des soins médicaux en cas de maladies (6). A l opposé, la France est la quatrième puissance économique mondiale avec un PIB qui s élevait en 2003 à 1557,2 milliards d euros (7). La dépense nationale de santé représentait 10,5 % du PIB en 2004, soit une augmentation de 0,1 point par rapport à 2003 (8). Il est l un des plus fort taux observés en Europe. En 2003, la France se situait au cinquième rang des pays de l Organisation de Coopération et de Développement Economique (OCDE) pour cet indicateur. Sa croissance de la consommation de soins et de biens médicaux 1 était de 3,4% en volume en 2004 (10). Ces deux capitales peuvent être prises comme les représentants emblématiques de deux ensembles géographiques et sociaux différents : les pays du tiersmonde du Sud aux structures sociales traditionnelles et les pays développés du Nord aux structures sociales modernes. Un des défis majeurs en matière de santé est de réduire l'inégalité de l'accès aux soins. Si la situation est particulièrement dramatique au Sud, on assiste également, même dans les pays développés, à la mise à l'écart des systèmes de soins d'une part croissante de la population (11). De nos jours, il est établi que l origine de ces inégalités peut provenir des circonstances sociales, cellesci affectant la santé des individus. En particulier, des ruptures sociales émaillant la trajectoire biographique des individus peuvent, dans certains cas, conduire à une dégradation tant de la sécurité sanitaire collective que de la cohésion sociale des populations. A l heure de la mondialisation, il paraît primordial de pouvoir expliquer ce phénomène et de progresser dans la compréhension des mécanismes sousjacents (12). Ainsi, nous nous sommes intéressés à deux thèmes majeurs de l accès aux soins : le renoncement aux soins pour raisons financières et le recours aux soins, ce dernier étant représenté par le fait d avoir ou non un médecin régulier. Selon l IRDES, le pourcentage de renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois en France en 2002 était de 11 % (13). En ce qui concerne le recours aux soins, le médecin de famille est le premier interlocuteur pour la majorité des problèmes de santé. Il est à même d orienter au mieux le patient au sein du système de soins. Les examens et consultations de prévention s avèrent important pour préserver la santé des populations ainsi que pour déceler le plus tôt possible d éventuelles maladies ou infections et, ainsi, améliorer les 1 La consommation de soins et biens médicaux comprend les soins hospitaliers, les soins ambulatoires (médecins, dentistes, auxiliaires médicaux, laboratoires d analyses, cures thermales), les transports sanitaires et les biens médicaux (médicaments, optique, prothèses, petits matériels et pansement) (9). Sylvain TERRONI Page 6

8 chances de guérison et/ou diminuer les risques de transmission. De ce point de vue, le fait d avoir un médecin de famille (ou un médecin régulier) est considéré comme une «bonne pratique médicale» et un gage de qualité de la prise en charge d un individu. D autres obstacles que proprement financiers sont en jeu derrière ces déclarations de renoncement aux soins et de non recours aux soins. La plupart des travaux existant étudient essentiellement les caractéristiques sociodémographiques tels que l âge, le sexe, le bénéfice d une assurance complémentaire, le revenu par unité de consommation, la catégorie socioprofessionnelle, le statut d emploi et l état de santé (13,14) mais beaucoup plus rarement des caractéristiques individuelles se référant aux ruptures sociales, à l intégration sociale, à la représentation de la santé et de la médecine ou encore au caractère psychologique de la personne. Dans les pays en développement, si l obstacle financier et la faiblesse de l offre de soins sont éminemment primordiaux, les déterminants sociaux précités méritent aussi d être étudiés. Notre objectif est de rechercher les éventuelles caractéristiques individuelles associées avec le fait de déclarer ou non avoir déjà renoncer aux soins pour raisons financières ainsi que d avoir ou non un médecin régulier. Cela a été réalisé en étudiant les critères suivant : le statut sociodémographique (situation familiale, vie professionnelle, nationalité, durée de résidence dans le quartier), l intégration sociale (la religion, le type d aide, la participation ou non à une association, le sentiment d isolement, la relation avec le voisinage), les ruptures sociales (le sentiment d avoir eu ou non une enfance heureuse, le nombre de difficultés à l enfance et à l âge adulte), la représentation de la santé et de la médecine (résistance à la maladie, acceptation de la maladie, priorité portée à la santé, confiance dans le système de santé, perception des services médicaux du quartier, relation entre maladie ou guérison et Dieu, conditions de vie nuisibles à la santé) ainsi que certaines caractéristiques psychologiques (niveau d estime de soi, sentiment d efficacité personnel, caractère dépressif). Ainsi, ce travail a pour but d étudier des éléments rarement (voire jamais) pris en compte dans l étude des liens entre les situations sociales et la santé, tout en ajustant sur l âge, le sexe, le bénéfice d une assurance complémentaire, le revenu par unité de consommation, la catégorie socioprofessionnelle, le statut d emploi et l état de santé. Elle s inscrit dans une réflexion sur la santé urbaine 1 dans les grandes métropoles. Par conséquent, cette recherche entend prendre en compte de façon comparative l ensemble de ces dimensions dans le but d étudier ultérieurement leurs impacts sur les états de santé et de recours aux soins. Elle s inscrit dans l analyse comparative des deux dynamiques urbaines pour mieux apprécier les facteurs communs ou spécifiques du renoncement et du recours aux soins. 1 En anglais : urban health studies Sylvain TERRONI Page 7

9 MATÉRIEL ET MÉTHODES Les données étudiées résultent de deux enquêtes transversales conduites en population générale, auprès d échantillons aléatoires et représentatifs. 1. Les échantillons L enquête SIRS à Antananarivo a été menée auprès du même échantillon de personnes que l enquête emploi. Dans un premier temps, un sondage stratifié selo n le type d habitation et le niveau d instruction a permis de créer quatre strates. Au sein de cellesci, des segments ont été tirés selon un tirage aléatoire proportionnel à la taille de l échantillon. Dans un second temps, l échantillon de ménages a été constitué par tirage aléatoire systématique sur liste au sein de chaque segment. Au final, l échantillon était composé de 2807 malgaches âgés de 18 ans ou plus. Pour Paris, l enquête portait sur les quartiers relevant de la Politique de la Ville dans le XX ième arrondissement et plus précisément, les quartiers de Belleville Amandiers et de SaintBlaise. L échantillon a été constitué par l Agence Parisienne d Urbanisme (APUR) à partir de la liste exhaustive des foyers fiscaux (Direction Générale des Impôts) et d un recensement des foyers et des hôtels meublés des quartiers sélectionnés. Au final, l échantillon était composé de 889 parisiens majeurs, soit 594 sur la zone de BellevilleAmandiers et 295 sur la zone de SaintBlaise. 2. Les questionnaires Ils ont été élaborés par les chercheurs intégrés au réseau SIRS International, c'estàdire par les membres des équipes travaillant dans chacune des six villes étudiées, en particulier l équipe de recherche sur les déterminants sociaux de la santé et du recours aux soins (INSERM U707), l équipe de recherche sur les inégalités sociales (CNRSEHESSENS) et l unité de recherche «Croissance, inégalités, populations et rôle de l Etat» (IRD 1 ) (15). Une partie des questions qui ont été posées dans d'autres enquêtes ont été reprises, telles que celles de l'institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (INSEE), de l'institut National Etudes Démographiques (INED) ou encore de l IRDES et de nouvelles questions ont été crées afin de répondre à la problématique SIRS. Dans les deux cas, il est composé de treize parties : «les ressources», le «rapport aux services publics et citoyenneté», «logement et quartier», «formation et expérience professionnelle», «enfance et jeunesse», «couple et famille», «vie sociale et familiale», «santé ressentie», «recours aux soins», «santé mentale», «habitudes de vie», «santé des femmes» et «attitudes, représentations et expérience de la santé». Il est constitué de questions factuelles et subjectives. Dans les deux villes, il a été administré en face à face sans témoin au domicile de la personne interrogée (en français à Paris, en malagasy à Antananarivo, la traduction du questionnaire ayant été effectuée par l IRD et l INSTAT 2 à Madagascar). Le recueil des données a eu lieu entre avril et juin 2003 à Antananarivo et entre le 2 octobre et le 15 novembre 2003 à Paris. 1 Institut de Recherche pour le Développement. 2 Institut National de la Statistique. Sylvain TERRONI Page 8

10 3. Les variables Nous distinguons trois catégories de variables (Annexe 2). La première correspond aux deux variables dépendantes étudiées : le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois et le fait de consulter ou non un médecin régulier. La deuxième catégorie fait référence aux variables d ajustement. Cellesci regroupent le sexe, l âge, le diplôme, le nombre de maladies chroniques, la couverture maladie, le revenu par unité de consommation et la situation professionnelle. Les variables explicatives constituent la dernière catégorie. Elles rassemblent des variables de type sociodémographique (la situation familiale, la vie professionnelle, la nationalité, la durée de résidence dans le quartier), des variables d intégration sociale (la religion, le type d aide, la participation à une association, le sentiment d isolement, la relation avec le voisinage), des variables de rupture sociale (enfance heureuse, le nombre de difficultés au cours de la jeunesse, le nombre de difficultés rencontrées à l âge adulte), des variables de représentation de la santé et de la médecine (la résistance à la maladie, l acceptation de la maladie, la priorité portée à sa santé, la confiance dans le système de santé, la perception des services médicaux du quartier, la relation entre la maladie ou guérison et dieu, les conditions de vie nuisibles à la santé) et des variables psychologiques (le niveau d estime de soi, le sentiment d efficacité personnel, le caractère dépressif). Toutes ces variables explicatives ont été exploitées pour les deux analyses, excepté la variable «durée de résidence dans le quartier» qui n a logiquement pas été prise en compte lors de la première étude. Les études ont nécessité l utilisation d une variable de poids. Il est à noter également que la variable situation professionnelle à Antananarivo est issue de l enquête emploi qui s est déroulée peu de temps avant l enquête SIRS. De plus, les variables se référant au type d aide et au revenu par unité de consommation ainsi que la variable de poids étaient déjà présentes dans le fichier de données initial. 4. Analyse statistique Lorsque la variable dépendante n est pas quantitative mais qualitative ou catégorielle le modèle de régression linéaire n est pas approprié. Sachant que la variable dépendante de nos études prend comme valeur un attribut et non une valeur numérique, la régression logistique était la plus adéquate. En effet, elles reposaient sur la relation entre une variable dépendante binaire (renoncement ou non aux soins pour raisons financières pour la première analyse et avoir ou non un médecin régulier pour la deuxième analyse) et des variables explicatives étant des facteurs de risques potentiels. Pour l ensemble des régressions logistiques effectuées, la même procédure a été suivie concernant les analyses univariées, puis multivariées, d après le modèle suivant : les variables d intérêt étaient supposées indépendantes et identiquement distribuées suivant une loi de Bernoulli de paramètre? i, conditionnellement aux variables explicatives x i. En appliquant la transformation «logit» au modèle de régression logistique, on obtient la relation linéaire suivante entre les paramètres : Sylvain TERRONI Page 9

11 ? ( xi )/(1?? ( xi))??? 0?? 1xi? k xik Logit??...?? ( i ) ln 1 L analyse statistique des données a été réalisée à l aide du logiciel SAS? (16). Elle a nécessité l utilisation d une variable de poids. Pour mesurer l association entre deux variables qualitatives, les tests d indépendance du chi2 et du chi2 de tendance (seuil de signification fixé à 5 %) ont été utilisés. Pour les analyses comparatives, des tests de comparaisons de proportions entre deux échantillons indépendants ont été réalisés (seuil de signification fixé à 5 %). La mesure d association entre un facteur explicatif et l outcome a été exprimée par l intermédiaire de l odds ratio. Pour les analyses univariées et multivariées, les variables étaient considérées comme significatives lorsque leurs pvalues étaient inférieures à 5%. Chacune d entre elles ont été effectuées en ajustant à chaque fois sur les variables d ajustement pré citées. Les individus présentant des données manquantes pour la variable dépendante ou pour au moins une des variables d ajustement ont été écartés des études. Notre stratégie d analyse a été d inclure dans le modèle multivarié toutes les variables qui avaient une pvalue inférieure à 25% en univarié. Ce seuil a été privilé gié afin de ne pas éliminer d emblée les variables importantes. Ensuite, nous avons retiré du modèle la variable qui, à chaque étape, apportait le moins d information, tout en vérifiant que celle ci n était pas un facteur de confusion (pourcentage de varia tion des odds ratio supérieur à 2025%). Cette procédure d élimination progressive a été effectuée jusqu à obtenir un modèle constitué uniquement de variables significatives (pvalues inférieures à 5%). Une fois obtenue le modèle réduit, des termes d interactions pertinents ont été introduits et une procédure descendante fut à nouveau réalisée afin de savoir si d éventuels termes d interaction étaient significatifs (seuil de signification fixé à 5 %). Les variables impliquées dans une interaction significative étaient maintenues dans le modèle. La qualité de prédiction du modèle a été calculée par l intermédiaire de l aire sous la courbe de ROC 1 (17). Une bonne qualité de prédiction se traduit par le fait que la courbe frôle l axe des ordonnées et l axe des abscisses : plus l aire sous la courbe est proche de 1, plus le modèle a une bonne qualité de prédiction. Le test de Hosmer Lemeshow a permis de calculer l adéquation globale du modèle (18). Enfin, les proportions de faux positifs, de vrais négatifs, le s valeurs prédictives positives et négatives ainsi que la sensibilité et la spécificité ont été déterminées afin de mesurer les performances diagnostiques du modèle. 1 En anglais : Receiving Operator Characteristics. Sylvain TERRONI Page 10

12 RÉSULTATS 1. Les données manquantes Comme il a été précisé précédemment, les analyses univariées et multivariées ont été ajustées sur les sept variables suivantes : sexe, âge, revenu par unité de consommation, situation professionnelle, diplôme, couverture maladie et nombre de maladies chroniques. Ainsi, il nous semblait important de réaliser les analyses sur des variables qui ne présentaient pas de données manquantes tant pour les variables d intérêt que d ajustement. Concernant les études menées à Paris, la population était composée de 889 individus. Que ce soit pour le renoncement aux soins ou le fait d avoir ou non un médecin régulier, aucune donnée manquante n était observée pour ces deux variables dépendantes. Pour les sept variables d ajustement, seule la variable diplôme présentait des données manquantes. En effet, pour 25 individus interrogés, aucune modalité de diplôme n était mentionnée. Représentant une proportion inférieure à 5% par rapport à la population totale (2,81%), ces individus ont été exclus des analyses. Pour les deux études, notre population d étude à Paris était donc restreinte à 864 individus. A Antananarivo, notre population initiale était de 2807 individus. Pour l étude du renoncement aux soins pour raisons financières, nous constations 39 données manquantes pour la variable à expliquer, à savoir le renoncement aux soins pour raisons financières, soit 1,39 % de la population de départ. De plus, hormis pour la variable nombre de maladies chroniques, 77 individus présentaient au minimum une donnée manquante en fonction des variables d ajustement. Ces 116 individus étant jugés inexploitables et représentant un pourcentage relativement faible par rapport à la population totale (4,13%), ils ont été exclus de toute l analyse. Après suppression de ces données manquantes, la population d étude était de 2691 individus. De même, pour la seconde analyse, nous n avions aucune information quant à la variable dépendante (avoir ou non un médecin régulier) pour 17 individus. A cela s ajoutait que 81 personnes présentaient des données manquantes pour au moins une des sept variables d ajustement. Par conséquent, 98 individus, représentant 3,49% de la population totale, ont été supprimés de la deuxième analyse à Antananarivo. L effectif était alors de 2709 individus. Dans tous les cas, les pourcentages de données manquantes étant inférieures à 5%, il aurait été peu probable que ces individus exclus des populations initiales influencent de façon sensible la précision et la validité des coefficients tout au long des analyses. Sylvain TERRONI Page 11

13 2. Le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois 2.1 Étude Paris XX ième La proportion de français ne renonçant pas aux soins pour raisons financières (80,21%) est quatre fois plus importante par rapport à celle qui renonce aux soins pour raisons financières (19,79 %). Les types de soins auxquels les personnes renoncent en majeure partie sont essentiellement les prothèses ou les appareils dentaires (47,95%) et les autres soins dentaires (43,27%). A l opposé, les radiologies, scanner et autre examen d imagerie médicale (8,77%) et les analyses de laboratoire et prises de sang (7,60%) sont les plus rarement cités Les variables d ajustement Tableau 1. Statistiques descriptives des variables d ajustement après suppression des données manquantes, Renoncement aux soins pour raisons financières, Paris. Sexe Homme Femme Age [18 ; 30[ [30 ; 39[ [39 ; 52[ > =52 Nombre de maladies chroniques Aucune maladie 1 maladie 2 maladies 3 ou plus maladies Couverture maladie Sécurité sociale et complémentaire Sécurité sociale Pas de sécurité sociale Revenu par unité de consommation [0 ; 766,6[ [766,6 ; 1194,4[ [1194,4 ; 1746,6[ [1746,6 ; 10000] Situation Professionnelle Actif occupé Chômeur Inactif Diplôme Diplôme du supérieur CAP, Baccalauréat BEPC CEPE (Certificat de fin d études primaires) Aucun diplôme (1) (2) Total 379 (43,87%) 485 (56,13%) 249 (28,82%) 194 (22,45%) 217 (25,12%) 204 (23,61%) 416 (48,15%) 206 (23,84%) 106 (12,27%) 136 (15,74%) 681 (78,82%) 174 (20,14%) 9 (1,04%) 209 (24,19%) 212 (24,54%) 222 (25,69%) 221 (25,58%) 489 (56,60%) 111 (12,85%) 264 (30,55%) 378 (43,75%) 260 (30,09%) 76 (8,80%) 54 (6,25%) 96 (11,11%) Les pourcentages se rapportent à la population totale de 864 individus. La pvalue correspond au test d indépendance du chi2. Effectif (%) (1) p (2) Renoncement Pas de aux soins renoncement aux soins 76 (8,80%) 95 (10,99%) 35 (4,05%) 43 (4,98%) 51 (5,90%) 42 (4,86%) 59 (6,83%) 30 (3,47%) 33 (3,82%) 49 (5,67%) 131 (15,16%) 36 (4,17%) 4 (0,46% 52 (6,02%) 51 (5,90%) 39 (4,51%) 29 (3,36%) 91 (10,53%) 36 (4,17%) 44 (5,09%) 67 (7,75%) 51 (5,90%) 14 (1,62%) 11 (1,27%) 28 (3,24%) 303 (35,07%) 390 (45,14%) 214 (24,77%) 151 (17,48%) 166 (19,21%) 162 (18,75%) 357 (41,32%) 176 (20,37%) 73 (8,45%) 87 (10,07%) 550 (63,66%) 138 (15,97%) 5 (0,58% 157 (18,17%) 161 (18,63%) 183 (21,18%) 192 (20,22%) 398 (46,06%) 75 (8,68%) 220 (25,46%) 311 (35,99%) 209 (24,19%) 62 (7,18%) 43 (4,98%) 68 (7,87%) 0,851 0,054 0,283 0,004 0,001 0,145 Le Tableau 1. présente les caractéristiques principales de l échantillon sur lequel nos analyses univariées et multivariées vont être basées. Sylvain TERRONI Page 12

14 Au sein de cet échantillon, la proportion de femmes (56,13 %) est supérieure à celle des hommes (43,87 %). Environ la moitié des individus n ont aucune maladie chronique (48,15%) et un peu moins d un sixième a au moins trois maladies chroniques (15,86%). Près de 1% des personnes interrogées n ont pas de sécurité sociale (1,04%). A l opposé 78,82% des résidents ont une sécurité sociale et une couverture maladie complémentaire et/ou une prise en charge à 100%. Nous constatons également que 56,60% de notre échantillon est constitué d actifs occupés. Parmi ceuxci, 51,62% occupe un travail salarié (contrat à durée indéterminée, contrat à durée déterminée, emploi aidé, contrat d apprentissage ou d alternance, emploi jeune, contrat emploi solidarité, stage de formation rémunéré) et 4,86% un travail non salarié (à son compte, aide familial, travail non déclaré). Enfin, la variable diplôme nous informe que nous avons approximativement la même proportion de personnes au sein de l échantillon ayant le CAP, BEP ou autre diplôme de ce niveau (15,39%) que de personnes ayant le baccalauréat (14,81%). Enfin, plus le niveau d étude est élevé, plus la proportion d individus est importante (CAP, Baccalauréat : 30,09%, Diplôme du supérieur : 43,75%). Pour cette dernière catégorie, 14,70% des individus ont un niveau bac + 2 et 28,94% ont un niveau bac + 3 et audelà. Le test d indépendance du chi2 met en évidence une association significative entre la variable renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois et les variables suivantes : nombre de maladies chroniques (p), revenu par unité de consommation (p=0,004) et situation professionnelle (p=0,001). Pour les deux premières, le test du chi2 de tendance montre respectivement une augmentation régulière et significative (chi2=33,21) et une diminution régulière et significative (chi2=11,02) de la proportion de personnes ayant renoncé aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois en fonction du nombre de maladies chroniques (proportions de personnes renonçant aux soins en fonction des maladies chroniques : 14,18% pour aucune maladie, 14,56% pour une maladie, 31,13% pour deux maladies et 36,03% pour trois maladies et plus) et en fonction du revenu par unité de consommation (proportions de personnes renonçant aux soins en fonction du revenu par unité de consommation : 24,88% pour le premier quartile, 24,06% pour le deuxième quartile, 17,57% pour le troisième quartile et 13,12% pour le quatrième quartile) (Annexe 3). Il n y a pas d association significative à 5% entre la variable dépendante et chacune des variables suivantes : sexe (p=0,851), âge (p=0,054), couverture maladie (p=0,283) et diplôme (p=0,145). Le Tableau 2. présente les résultats obtenus lorsque que les sept variables d ajustement sont entrées dans un même modèle, avec comme outcome le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois. Nous constatons qu en ajustant sur ces variables, celles se référant au nombre de maladies chroniques (p), au revenu par unité de consommation (p=0,047) et à la situation professionnelle (p=0,009) ont une association significative à 5% avec la variable dépendante. Ainsi, ce sont les mêmes variables significatives que celles observées dans le Tableau 1. Sylvain TERRONI Page 13

15 Tableau 2. Résultats du modèle multivarié pour les variables d ajustement, Renoncement aux soins pour raisons financières, Paris. Sexe Homme Femme Age [18 ; 30[ [30 ; 39[ [39 ; 52[ [52 ; 93] Nombre de maladies chroniques Aucune maladie 1 maladie 2 maladies 3 ou plus maladies Couverture maladie Sécurité sociale et complémentaire Sécurité sociale Pas de sécurité sociale Revenu par unité de consommation [0 ; 766,6[ [766,6 ; 1194,4[ [1194,4 ; 1746,6[ [1746,6 ; 10000] Situation Professionnelle Actif occupé Chômeur Inactif Diplôme Diplôme du supérieur CAP, Baccalauréat BEPC CEPE (Certificat de fin d études primaires) Aucun diplôme (1) Intervalle de confiance à 95%. (2) La pvalue correspond au test de Wald. Odds ratio IC 95% (1) 0,92 1,82 1,48 1,37 1,01 2,72 3,41 1,02 2,57 0,95 0,65 0,47 1,63 0,65 0,85 0,80 0,72 1,24 [0,64 ; 1,33] [1,07 ; 3,10] [0,87 ; 2,50] [0,74 ; 2,56] [0,61 ; 1,65] [1,60 ; 4,62] [2,05 ; 5,67] [0,65 ; 1,61] [0,61 ; 10,87] [0,59 ; 1,54] [0,38 ; 1,11] [0,26 ; 0,86] [0,98 ; 2,73] [0,39 ; 1,08] [0,55 ; 1,32] [0,40 ; 1,59] [0,32 ; 1,65] [0,68 ; 2,24] p (2) 0,656 0,175 < 0,0001 0,439 0,047 0,009 0,620 En ajustant sur l ensemble des variables, nous pouvons effectuer les commentaires suivants. Tout d abord, les femmes ont moins de risque de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport aux hommes, mais la différence n est pas significative (OR Femme/Homme = 0,92 : IC 95% =[0,64 ; 1,33]). Le risque de renoncer aux soins est plus élevé pour les individus de 30 à 38 ans, de 39 à 51 et pour les plus de 52 ans par rapport à ceux âgés de 18 à 29 ans, mais cela n est significatif qu entre les classes d âge [30 ; 39[ et [18 ; 30[ (OR [30 ; 39[/[18 ; 30[ =1,82 : IC 95% = [1,07 ; 3,10]). Les résidents ayant deux, trois ou plus maladies chroniques ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à ceux qui en n ont aucune (OR 2 /0 = 2,72 : IC 95% = [1,60 ; 4,62] et OR [3 ; 15]/0 = 3,41 : IC 95% = [2,05 ; 5,67]). Le risque de renoncer aux soins est plus important pour les personnes n ayant pas de sécurité sociale par rapport à celles qui ont une sécurité sociale et une complémentaire (OR Pas de sécurité sociale / Sécurité sociale et complémentaire = 2,57 : IC 95% =[0,61 ; 10,87]). Toutefois, cette différence n est pas significative. En ce qui concerne la variable revenu par unité de consommation, nous pouvons constater que le risque de renoncer aux soins semble diminuer avec un niveau de quartile de plus en plus élevé. Seuls les individus appartenant au quatrième quartile ont un risque significativement plus faible de renoncer aux soins par rapport aux individus du premier quartile (OR [1746,6 ; 10000]/[0 ; 766,6[ = 0,47 : IC 95% = [0,26 ; 0,86]). Sylvain TERRONI Page 14

16 Par ailleurs, par rapport aux actifs occupés, les chômeurs et les inactifs ont respectivement un risque plus élevé et plus faible de renoncer aux soins, mais dans les deux cas, cela n est pas significatif (OR Chômeur/Actif occupé = 1,63 : IC 95% = [0,98 ; 2,73] et OR Inactif/Actif occupé = 0,65 : IC 95% = [0,39 ; 1,08]). Enfin, les personnes qui n ont aucun diplôme ont plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à ceux qui possèdent un diplôme du supérieur (OR Aucun diplôme/diplôme du supérieur = 1,24 : IC 95% = [0,68 ; 2,24]) mais cela n est pas significatif non plus L analyse univariée Les résultats de l analyse univariée sont présentés dans le Tableau 3. Tableau 3. Résultats de l analyse univariée (1), Renoncement aux soins pour raisons financières, Paris. Situation familiale Relation sentimentale avec enfant(s) Relation sentimentale sans enfant Célibataire avec enfant(s) Célibataire sans enfant Vie professionnelle Emplois stable et continu Amélioration de la situation Dégradation de la situation Situation instable N a jamais travaillé / Formation Nationalité Française Autre Variables d intégration sociale Religion Pratique régulière Pratique occasionnelle Pas de pratique Type d aide Intégrés Assistants Assistés Séparés Participation à une association Sentiment d isolement Relation avec le voisinage Bonne Mauvaise Pas de relation Variables de rupture sociale Enfance heureuse Nombre de difficultés dans la jeunesse 0 1 [2 ; 3] [4 ; 13] Nombre de difficultés à l âge adulte [3 ; 11] n (%) Odds ratio IC 95% p 0, (39,93 %) 246 (28,47 %) 0,80 [0,48 ; 1,34] 117 (13,54 %) 1,15 [0,68 ; 1,97] 156 (18,06 %) 0,74 [0,42 ; 1,30] 123 (14,23 %) 297 (34,37 %) 82 (9,49 %) 269 (31,13 %) 81 (9,37%) 685 (79,28 %) 179 (20,72 %) 193 (22,34 %) 272 (31,48 %) 399 (46,18 %) 624 (72,22 %) 149 (17,24 %) 36 (4,17 %) 55 (6,36 %) 682 (78,94 %) 182 (21,06 %) 684 (79,16 %) 179 (20,72 %) 666 (77,08 %) 44 (5,9 %) 153 (17,71 %) 744 (86,11 %) 117 (13,54 %) 250 (28,94 %) 213 (24,65 %) 273 (31,60 %) 128 (14,81 %) 138 (15,97 %) 380 (43,98 %) 170 (19,66 %) 176 (20,37 %) 0,88 1,40 1,55 2,26 0,86 1,29 1,40 1,72 0,60 1,21 1,19 1,67 1,07 1,10 2,37 1,87 2,14 2,26 2,53 2,42 4,28 [0,47 ; 1,66] [0,67 ; 2,93] [0,86 ; 2,78] [0,98 ; 5,23] [0,54 ; 1,36] [0,78 ; 2,16] [0,85 ; 2,30] [1,06 ; 2,78] [0,21 ; 1,68] [0,58 ; 2,51] [0,77 ; 1,85] [1,11 ; 2,51] [0,49 ; 2,37] [0,70 ; 1,75] [1,50 ; 3,74] [1,08 ; 3,22] [1,29 ; 3,53] [1,24 ; 4,14] [1,18 ; 5,45] [1,05 ; 5,54] [1,91 ; 9,59] 0,059 0,517 0,416 0,094 0,436 0,013 0,912 0,0002 0,016 0,002 Sylvain TERRONI Page 15

17 Représentation de la santé et de la médecine Résistance à la maladie Acceptation de la maladie Priorité portée à sa santé Confiance dans le système de santé Perception des services médicaux du quartier Satisfaisant Pas satisfaisant Relation entre maladie ou guérison et Dieu Conditions de vie nuisibles à la santé Variables psychologiques Niveau d estime de soi Fort Moyen Faible Sentiment d efficacité personnel Fort Moyen Faible Dépression n (%) Odds ratio IC 95% p 761 (88,08 %) 102 (11,80 %) 454 (52,55 %) 407 (47,11 %) 622 (71,99 %) 232 (26,85 %) 737 (85,30 %) 126 (14,58 %) 773 (89,47%) 91 (10,53%) 538 (62,27 %) 318 (36,80 %) 444 (51,39 %) 420 (48,61 %) 453 (53,43 %) 238 (27,55 %) 161 (18,63 %) 308 (35,65 %) 311 (35,99 %) 236 (27,31 %) 0,81 0,93 [0,53 ; 1,25] [0,60 ; 1,46] 0, (83,45%) 143 (16,55%) 1,99 [1,27 ; 3,13] (1) ajustée sur les variables sexe, âge, nombre de maladies chroniques, couverture maladie, revenu par unité de consommation, situation professionnelle et diplôme. 1,20 0,97 1,33 2,00 1,15 0,89 3,27 0,91 1,37 [0,71 ; 2,03] [0,68 ; 1,39] [0,89 ; 2,00] [1,27 ; 3,15] [0,67 ; 2,00] [0,60 ; 1,31] [2,17 ; 4,93] [0,59 ; 1,41] [0,86 ; 2,19] 0,492 0,880 0,166 0,003 0,610 0,548 Les commentaires sont réalisés à partir des odds ratio et de leurs intervalles de confiance respectifs. En ce qui concerne les variables d intégration sociale, le risque de renoncer aux soins pour raisons financières est significativement plus élevé pour les individus ayant un sentiment d isolement par rapport à ceux qui en n ont pas (OR / = 1,67 : IC 95% = [1,11 ; 2,51]). De plus, les personnes définies comme «assistantes» ont un risque significativement plus élevé de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport aux personnes dites «intégrées» (OR Assistants/Intégrés = 1,72 : IC 95% =[1,06 ; 2,78]). Dans le domaine des ruptures sociales, les individus n ayant pas vécu une enfance heureuse ont un risque significativement plus important de renoncer aux soins par rapport à ceux qui ont eu une enfance heureuse (OR / = 2,37 : IC 95% = [1,50 ; 3,74]). Nous observons également que le risque de renoncer aux soins augmente significativement avec le nombre de difficultés connues au cours de l enfance (OR 1/0 = 1,87 : IC 95% = [1,08 ; 3,22], OR [2; 3]/0 = 2,14 : IC 95% = [1,29 ; 3,53] et OR [4 ; 13]/0 = 2,26 : IC 95% = [1,24 ; 4,14]). De plus, le test du chi2 de tendance montre une augmentation régulière et significative (chi2 = 9,23) de la proportion de personnes ayant renoncé aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois en fonction du nombre de difficultés rencontrées au cours de l enfance (proportions de résidents renonçant aux soins en fonction des difficultés à l enfance : 12,40% pour aucune difficulté, 19,72% pour une difficulté, 23,44% pour deux ou trois difficultés et 0,266 0,639 Sylvain TERRONI Page 16

18 26,56% pour quatre et plus diffic ultés). De même, le test du chi2 de tendance met en évidence une augmentation régulière et significative de la proportion de personnes ayant renoncé aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois en fonction du nombre de difficultés rencontrées après l âge de dixhuit ans (proportions de résidents renonçant aux soins en fonction des difficultés à l âge adulte : 6,52% pour aucune difficulté, 17,63% pour une difficulté, 20,59% pour deux difficultés et 34,09% pour trois et plus difficultés). Pour un résident, quelque soit le nombre de difficultés rencontrées après l âge de maturité, il existe un risque significativement plus important de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à celui qui n a connu aucune difficulté à l âge adulte (OR 1/0 =2,53 : IC 95% = [1,18 ; 5,45], OR 2/0 =2,42 : IC 95% = [1,05 ; 5,54]), OR [3 ; 11]/0 = 4,28 : IC 95% = [1,91 ; 9,59]). Par l intermédiaire des variables de représentation de la santé et de la médecine, nous constatons que les personnes ne considérant pas leur santé comme une priorité dans leur vie ont plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières que les personnes qui considèrent leur santé comme une priorité (OR / = 1,33 : IC 95% = [0,89 ; 2,00]), mais cela n est pas significatif. Les individus qui n ont pas confiance envers le système de santé ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières que ceux qui ont confiance dans le système de santé (OR / = 2,00 : IC 95% = [1,27 ; 3,15]). Les résidents déclarant avoir des conditions de vie nuisibles à leur santé physique, psychologique ou à leur moral ont un risque significativement plus élevé de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à ceux qui déclarent ne pas en avoir (OR / = 3,27 : IC 95% = [2,17 ; 4,93]). Il s agit essentiellement de problèmes économiques ou financiers (16,67%) 1, de mauvaises conditions de travail (15,04%) ou de logement (12,04%). Enfin, les personnes définies comme dépressives ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières que celles qui ne sont pas présentées comme dépressives (OR / = 1,99 : IC 95% = [1,27 ; 3,13]). Nous observons une différence significative à 5% entre le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois et les sept variables suivantes : sentiment d isolement (p=0,013), enfance heureuse ou non (p=0,0002), le nombre de difficultés dans la jeunesse (p=0,016), le nombre de difficultés à l âge adulte (p=0,002), la confiance ou non dans le système de santé (p=0,003), les conditions de vie nuisibles à la santé (moral, physique, psychologique) (p) et le caractère dépressif ou non de la personne (p=0,0027). Il n y a pas de différence significative à 5% entre chacune des quatorze autres variables et la variable dépendante. Toutefois, les variables vie professionnelle (p=0,059), type d aide (p=0,094) et priorité portée à sa santé (p=0,166) ont été retenues pour l analyse multivariée du fait d une pvalue inférieure à 25%. 1 Une même personne pouvant donner plusieurs types d explication, la somme des pourcentages peutêtre supérieure à 100%. Sylvain TERRONI Page 17

19 2.1.3 L analyse multivariée Après suppressions successives des variables se référant au sentiment d isolement (p=0,908), à l estime de soi (p=0,648), à la priorité portée à sa santé (p=0,299), au fait d avoir eu une enfance heureuse ou non (p=0,135) et au caractère dépressif ou non de la personne (p=0,083), les résultats du modèle final réduit sont les suivants (Tableau 4.). Tableau 4. Résultats de l analyse multivariée (1) financières, Paris. Vie professionnelle Emploi stable et continu Amélioration de la situation Dégradation de la situation Situation instable N a jamais travaillé / Formation Variable d intégration sociale Type d aide Intégrés Assistants Assistés Séparés Variables de rupture sociale Nombre de difficultés dans la jeunesse 0 1 [2 ; 3] [4 ; 13] Nombre de difficultés à l âge adulte [3 ; 11] Représentation de la santé et de la médecine Confiance dans le système de santé Conditions de vie nuisibles à la santé sans interaction, Renoncement aux soins pour raisons n (%) Odds ratio IC 95% p 0, (14,24 %) 297 (34,37 %) 0,67 [0,34 ; 1,30] 82 (9,49 %) 0,98 [0,44 ; 2,15] 269 (31,13 %) 1,14 [0,61 ; 2,12] 81 (9,37%) 2,77 [1,13 ; 6,75] 624 (72,22 %) 149 (17,24 %) 36 (4,17 %) 55 (6,36 %) 250 (28,94 %) 213 (24,65 %) 273 (31,60 %) 128 (14,81 %) 138 (15,97 %) 380 (43,98 %) 170 (19,66 %) 176 (20,37 %) 737 (85,30 %) 126 (14,58 %) 1,76 [1,08 ; 2,89] < 0, (51,39 %) 420 (48,61 %) 2,99 [1,94 ; 4,61] (1) ajustée sur les variables sexe, âge, nombre de maladies chroniques, couverture maladie, revenu par unité de consommation, situation professionnelle et diplôme. 2,52 0,60 1,79 2,11 2,16 1,75 2,49 2,20 3,40 [1,48 ; 4,29] [0,20 ; 1,82] [0,78 ; 4,11] [1,19 ; 3,74] [1,26 ; 3,70] [0,91 ; 3,37] [1,12 ; 5,54] [0,93 ; 5,26] [1,44 ; 8,06] A l issue de la méthode pas à pas descendante, le modèle final sans interaction comporte six variables : celle concernant la vie professionnelle, une variable d intégration sociale (type d aide), deux variables de rupture sociale (nombre de difficultés dans la jeunesse et nombre de difficultés à l âge adulte) et deux variables de représentation de la santé et de la médecine (confiance dans le système de santé et conditions de vie nuisibles à la santé). Elles sont toutes significativement associées (au seuil de 5%) au renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois. Au cours de la procédure, aucune variable n a été décelée comme facteur de confusion. 0,003 0,028 0,038 0,023 En ajustant sur l ensemble des variables, les commentaires suivants résultent du Tableau 4. Les personnes en formation ou qui n ont jamais travaillé ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières que celles qui ont un emploi stable et continu (OR Jamais travaillé ou en formation/emploi stable et continu = 2,77 : IC 95% = [1,13 ; 6,75]). Sylvain TERRONI Page 18

20 Les individus définis comme «assistants» ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières que ceux définis comme «intégrés» (OR Assistants/Intégrés = 2,52 : IC 95% = [1,48 ; 4,29]). Dès lors qu un individu a connu au moins une difficulté au cours de son enfance, il a significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières (OR 1/0 = 2,11 : IC 95% = [1,19 ; 3,74] et OR [2 ; 3]/ 0 = 2,16 : IC 95% = [1,26 ; 3,70]). Le constat est identique en ce qui concerne les difficultés rencontrées à l âge adulte. En effet, une personne ayant connu une difficulté après l âge de dixhuit ans a significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à une personne qui n a connu aucune difficulté après la majorité (OR 1/0 = 2,49 : IC 95% = [1,12 ; 5,54]). Et cela est vrai également dès lors qu elle a subi au moins trois difficultés (OR [3 ; 11]/ 0 = 3,40 : IC 95% = [1,44 ; 8,06]). Les résidents qui n ont pas confiance dans le système de santé ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à ceux qui ont confiance dans ce système (OR / = 1,76 : IC 95% = [1,08 ; 2,89]). Enfin, les individus ayant des conditions de vie nuisibles à leur santé ont un risque significativement plus important de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport à ceux qui n ont pas de conditions de vie nuisibles à leur santé (OR / = 2,99: IC 95% = [1,94 ; 4,61]). Cinq termes d interaction ont été testés : vie professionnelle*type d aide, vie professionnelle*conditions de vie nuisibles à la santé, vie professionnelle*confiance dans le système de santé, type d aide*confiance dans le système de santé et type d aide*conditions de vie nuisibles à la santé. Seul ce dernier terme était significatif à 5%. Ainsi, ajusté sur l ensemble des variables, les individus dit «séparés» ont plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières par rapport aux «intégrés» en l absence de conditions de vie nuisibles à la santé, et ce de manière significative (OR Séparés/Intégrés = 3,98 : IC 95% = [1,45 ; 10,89]) (Tableau 5.). A cela s ajoute qu en présence de conditions de vie nuisibles à la santé, les «assistants» ont significativement plus de risque de renoncer aux soins pour raisons financières que les «intégrés» (OR Assistants/Intégrés = 3,72 : IC 95% = [1,84 ; 7,53]). Pour les quatre autres variables du modèle, les valeurs des odds ratio et des intervalles de confiance du Tableau 5. diffèrent très légèrement de celles observées au Tableau 4. : cela ne change en rien les commentaires. Sylvain TERRONI Page 19