Payer peut nuire à votre santé : une étude de l impact du renoncement financier aux soins sur l état de santé

Transcription

1 Document de travai Working paper Payer peut nuire à votre santé : une étude de impact du renoncement financier aux soins sur état de santé Pau Dourgnon (Irdes, Université Paris-Dauphine-LEDa-LEGOS) Forence Jusot (Université Paris-Dauphine-LEDa-LEGOS, Irdes) Romain Fantin (Irdes) DT n 47 Avri 2012 Reproduction sur d autres sites interdite mais ien vers e document accepté : Institut de recherche et documentation en économie de a santé IRDES - Association Loi de rue Vauvenargues Paris - Té. : Fax :

2 La coection des documents de travai de Irdes est un support de diffusion de pré-pubications scientifiques. Cette coection a pour vocation de stimuer a réfexion et a discussion en matière d anayse et de méthode économiques appiquées aux champs de a santé, de a protection sociae ainsi que dans e domaine de évauation des poitiques pubiques. Les points de vue des auteurs exprimés dans es documents de travai ne refètent pas nécessairement ceux de Irdes. Les ecteurs des Documents de travai sont encouragés à contacter es auteurs pour eur faire part de eurs commentaires, critiques et suggestions. Remerciement Cette recherche a bénéficié du soutien financier de a Mission recherche du ministère en charge de a santé (MiRe/Drees). Nous remercions pour eurs commentaires, es participants du workshop sur accès et e renoncement aux soins organisé par université Paris-Dauphine avec e soutien de a Chaire santé, risque assurance de a Fondation du risque- Aianz e 9 mars 2011, es participants du cooque «Renoncement aux soins», organisé par a Drees et a DSS e 22 novembre 2011 (en particuier Denis Raynaud et Renaud Lega), es participants de a «Sixth Internationa Conférence» de Internationa Society for Equity in Heath, Cartagena, Coumbia, septembre 2011 et, enfin, Caroine Berchet qui a discuté artice ors des 33es journées des économistes français de a santé institut de recherche et documentation en économie de a santé 10, rue Vauvenargues Paris Té: Fax: E-mai: pubications@irdes.fr Directeur de pubication : Yann Bourguei Conseiers scientifique: Mohamed Ai Ben Haima, Juien Mousquès, Nicoas Sirven Secrétaire générae d édition : Anne Evans Secrétaire de rédaction : Martine Broïdo Maquettiste : Khadidja Ben Larbi Diffusion : Suzanne Chriqui, Sandrine Béquignon

3 Payer peut nuire à votre santé : une étude de impact du renoncement financier aux soins sur état de santé Pau Dourgnona, Forence Jusotb, Romain Fantinc Résumé Cet artice propose d anayser des déterminants du renoncement aux soins pour raisons financières, puis d étudier ses conséquences sur évoution de état de santé quatre ans pus tard à partir des données de Enquête santé protection sociae (ESPS). L anayse des déterminants du renoncement montre e rôe important joué par accès à une couverture compémentaire, au côté de ceui de a situation sociae présente, passée et anticipée. L anayse montre ensuite que es difficutés d accès aux soins contribuent aux inégaités de santé. Mots-cefs : renoncement aux soins, inégaités de santé, accès financier aux soins. Cassification JEL : I13, I14. Abstract Paying for Heath Services Can Be Dangerous for your Heath. A Study of Sef-Assessed Unmet Needs (SUN) for Financia Reasons In this paper, we anayse sef-assessed unmet needs (SUN) for financia reasons and then study their consequences on heath status four years ater using ESPS data, a French genera popuation survey on heath, heath care and insurance. Financia hurdes in accessing care as assessed by SUN are principay expained by ack of compementary heath insurance coverage and ife course episodes, in particuar past and present socio-economic conditions and perspectives. The anaysis aso shows that difficuties in accessing care contribute to heath inequaities.. Keywords: Sef-Assessed Unmet Needs (SUN), Socia heath inequaities, Financia access to heath care services. JEL Codes: I13, I14. a b c Irdes, LEDa-LEGOS-Université Paris-Dauphine. LEDa-LEGOS-Université Paris-Dauphine, Irdes. Irdes. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

4

5 1. Introduction La Commission des déterminants sociaux de Organisation mondiae de a santé (OMS) rappee, dans son rapport 2009 (OMS, 2009), que équité d accès aux soins est une condition nécessaire pour réduire es inégaités de santé. Le respect du principe d équité horizontae impique en effet que chacun reçoive un traitement éga pour un besoin de soins éga. On observe cependant en France des inégaités sociaes d utiisation des services de santé comme dans a pupart des pays européens, c est-à-dire des différences de consommation de soins entre groupes sociaux à état de santé donné. Pusieurs travaux montrent ainsi que a probabiité de recours au médecin et e nombre de visites ne sont pas identiquement distribués à travers des groupes socio-économiques après contrôe par âge, e sexe et état de santé (par exempe, Couffinha et a., 2004 ; van Doorsaer et Kooman, 2004 ; Raynaud, 2005 ; Bago d Uva et a., 2009 ; Or et a., 2009 ; Jusot et a., 2011). Deux types d expications, reevant de a demande de soins et s appuyant sur e cadre théorique du modèe de capita santé (Grossman, 2000), ont essentieement été proposés pour expiquer ces inégaités. Ees peuvent en premier ieu reféter des préférences différentes pour a santé ainsi que existence de barrières informationnees expiquant que es popuations es pus pauvres et moins éduquées aient un recours aux soins pus tardif et davantage orienté vers es soins curatifs en raison d un rapport différent au corps et à a maadie ou d une moindre connaissance des fiières de soins. Par aieurs, ces différences de recours aux soins peuvent être e refet de barrières financières à accès aux soins, e coût des soins aissés à a charge des patients pouvant expiquer que es pus pauvres renoncent à des soins qu is jugent pourtant nécessaires au regard de eur état de santé. Ce second argument peut en particuier expiquer, dans e cas français, es différences sociaes de recours aux soins d optique et aux soins dentaires mais égaement aux soins ambuatoires, pour esques e reste à charge peut s avérer très éevé 1. Afin d étudier pus directement es barrières financières à accès aux soins, des questions sur e renoncement aux soins pour raisons financières ont été introduites dans Enquête santé et protection sociae (ESPS) de Irdes depuis 1992 (Mizrahi et Mizrahi, 1993). Mais ce n est qu à a fin des années 1990, avec es travaux préparatoires à a oi instituant a Couverture maadie universee compémentaire (CMU-C), que e concept est apparu dans e débat pubic (Bouard, 1999). I fait depuis partie des indicateurs suivis et retenus par a Direction de a recherche, des études, de évauation et des statistiques (Drees) pour évauer équité du système de santé et, notamment, efficacité de a CMU-C. Ainsi, en 2008, 16,5 % des Français décaraient renoncer à des soins pour raisons financières, principaement à des soins dentaires (11 %), à achat de unettes (4 %) et à des visites chez e généraiste ou e spéciaiste (3 %) [Boisguérin et a., 2010]. Le concept de renoncement a égaement été utiisé, dans une approche modéisée, comme éément d évauation du dispositif du médecin traitant, c est-à-dire pour étudier si augmentation du reste à charge hors du parcours de soins avait un impact différencié sur accès seon e niveau de revenu (Dourgnon et a., 2007, 2009). Par aieurs, es deux études de comparaisons européennes, menées à partir des données de enquête SHARE 2004 et du Survey of Income and Living Conditions 2004, convergent pour montrer que a France occupe une position moyenne du point de vue du renoncement aux soins (Kooman, 2007 ; Mieck et a., 2009 ; Ain et Masseria, 2009). 1 En France, 25 % des médecins, dont 40 % des médecins spéciaistes, sont inscrits en secteur 2. Ces derniers peuvent pratiquer des dépassements d honoraires qui, en moyenne s éèvent à 54 % du tarif de convention fixé par a Sécurité sociae. La pupart des contrats de couverture compémentaire ne prenant en charge que e ticket modérateur, c est-à-dire a différence entre e remboursement de a Sécurité sociae et e tarif de convention (à excusion des franchises médicaes), ces dépassements sont à origine d important restes à charge pour es patients. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

6 Cependant, au-deà de ces chiffres, très peu d études ont étudié es barrières à accès aux soins à aide de cet indicateur. De pus, bien que es travaux préparatoires à a oi instituant a CMU-C aient jugé «inacceptabe» qu un Français sur cinq décare renoncer à des soins pour raisons financières, es propriétés de indicateur de renoncement aux soins sont aujourd hui peu connues. En particuier, on ne sait pas ce que a décaration d un renoncement révèe sur accès aux soins fina des personnes, ni sur ses conséquences sur état de santé. Queques rares études ont toutefois montré que e renoncement aux soins était pus fréquent dans es groupes pus défavorisés en France (Bazin et a., 2006 ; Boisguérin et a., 2010) ou en Europe (Ain et Masseria, 2009 ; Mieck et a., 2009). Une étude menée au Canada s est intéressée aux iens existant entre a décaration d un renoncement et a consommation effective de soins (Ain et a., 2010). Cependant, ses concusions sont difficiement transposabes au cas français : es systèmes de santé étant très différents, es soins concernés ne sont pas es mêmes. Enfin, une étude a mis en évidence es conséquences du renoncement aux soins sur état de santé buccodentaire utérieur (Azogui-Lévy et Rochereau, 2005), mais aucune étude n a montré impact du renoncement sur évoution de état de santé généra. Cet artice propose de compéter cette ittérature en étudiant es facteurs socioéconomiques expicatifs du renoncement aux soins pour raisons financières et ses conséquences sur évoution de état de santé. I s agira dans un premier temps d étudier es causes de a décaration d un renoncement aux soins pour raisons financières et, notamment, d étudier e rôe joué par e coût des soins aissé à a charge des patients à travers a possession d une couverture compémentaire et e prix des soins. L utiisation de données de pane permettra, dans un second temps, d étudier es conséquences du renoncement aux soins pour raisons financières sur es risques de détérioration de état de santé. Ces résutats sont issus d un programme pus arge sur e renoncement financier aux soins (Dourgnon et a., 2011 ; Després, 2011). Nous proposons en annexe des résutats compémentaires issus de ces travaux. Is portent sur e ien entre renoncement et dépense de soins constatée dans es données de Assurance maadie, sur es déterminants du renoncement définitif et du report de soins, sur e ien entre prix des soins et renoncement et proposent enfin une anayse du rôe de a CMU-C sur accès aux soins à aide d une approche contrefactuee. 2. Retour sur un concept : e renoncement décaré comme outi d étude de accès aux soins Cette étude propose d étudier es conséquences des barrières financières à accès aux soins sur état de santé à partir d un indicateur de renoncement aux soins. I s agit d un indicateur subjectif obtenu directement à partir de a réponse à a question suivante : «Au cours des douze derniers mois, vous est-i déjà arrivé de renoncer, pour vous-même, à certains soins pour des raisons financières?». Cet indicateur est rarement utiisé dans es anayses de accès aux services de santé. Cees-ci s appuient e pus souvent sur es données de consommation de soins pour évauer es inégaités sociaes d accès aux soins. Dans a suite du texte, ces mesures du recours basées sur a consommation observée seront quaifiées de mesures «objectives» du recours. Nous montrons ci-dessous en quoi e renoncement permet de traiter es questions d équité d accès aux soins, en quoi i permet une discussion pus fine des poitiques de santé, et enfin comment, en intégrant e rapport à un besoin de soins, i permet de dépasser certaines imites dans Document de travai n 47 - IRDES - Avri

7 interprétation des indicateurs d inégaités sociaes de consommation de soins basés sur des mesures objectives. L équité d accès aux soins, ici définie par e respect du principe d équité horizontae qui exige un traitement éga à besoin éga, est aujourd hui argement acceptée pour juger de équité des systèmes de soins (Wagstaff, van Doorsaer, 2000 ; Feurbaey, Schokkaert, 2009). L anayse des inégaités d accès aux soins à partir de mesures objectives de a consommation de soins, tees que a dépense, e reste à charge ou encore e voume de soins consommés, requiert de mesurer es inégaités de consommation de soins ajustées par e besoin de soins, c est-à-dire état de santé des individus (voir par exempe Wagstaff, van Doorsaer, 2000 ; Van Doorsaer et Kooman, 2004, Couffinha, 2004). Cette approche pose a question de identification des besoins de soins et interprétation de différences de consommation de soins à état de santé donné au sein d une popuation est toujours rendue déicate en raison de potentiees différences d état de santé inobservées. Le renoncement aux soins, au contraire, identifie des consommations de soins que a personne aurait souhaité pouvoir s offrir mais qu ee n a pas engagées en raison de sa contrainte budgétaire. Cet indicateur fait donc référence à un besoin de soins non satisfait, c est-à-dire une situation où un individu ne reçoit pas un soin dont, seon ui, i aurait eu besoin. Contrairement aux indicateurs objectifs, e renoncement permet en ui-même d identifier directement un probème d équité d accès aux soins. De pus, si des causes socio-économiques sont associées à un renoncement, c est-à-dire que certains ne recourent pas, du fait de eur situation sociae, à des soins nécessaires, cea traduit de facto un probème d équité. En effet, es indicateurs basés sur des mesures objectives présentent pusieurs imites. Un écart de consommation de soins à besoin de soins donné c est-à-dire une différence de recours évauée seon une mesure objective entre deux individus ou entre deux groupes sociaux peut reever de pusieurs phénomènes distincts : une perception différente du besoin de soins, une méfiance vis-à-vis des prestataires de soins ou des soins en généra, des difficutés d accès aux soins (manque de médecin, refus de soins,...), ou une sous-consommation pour raisons financières qui, dans notre cas, est ce que nous souhaitons étudier. Ainsi, pusieurs travaux ont montré que évauation de a santé subjective variait entre es groupes sociaux (par exempe Shmuei, 2003 ; Lardjane et Dourgnon, 2007 ; Bago d Uva et a., 2008 ; Devaux et a., 2009), suggérant des attentes, un rapport au corps et au système de soins différents (Botanski 1971, Faizang 2001). Les différences de consommation de soins peuvent aors reféter des préférences pour a santé différentes pour un même besoin de soins évaué seon une norme médicae. Ces différences dans es préférences peuvent aors être sources d un biais dans estimation de infuence du statut socia sur a consommation de soins, e fait d être pus pauvre et de sous-consommer des soins (c est-à-dire moins consommer que es riches à état de santé identique) pouvant être e produit d une caractéristique inobservée, tee que e rapport au corps ou es préférences temporees. L utiisation de indicateur de renoncement peut donc permettre de contourner ce probème d endogénéité. Or es réponses des poitiques pubiques diffèrent argement seon es causes des inégaités de consommation de soins dans a popuation. Dans e cas de différences de consommation de soins expiquées par des différences de préférences en matière de santé, opportunité d une intervention pourra tout d abord être discutée (Feurbaey, Schokkaert, 2009). Ensuite, a définition des poitiques à mettre en œuvre variera égaement seon es causes identifiées : une campagne de prévention pour améiorer es connaissances sur a santé, des contrôes pour utter contre e refus de soins, des aides pour e renoncement pour raisons financières Document de travai n 47 - IRDES - Avri

8 Le concept de besoin de soins non satisfait mesuré par a décaration d un renoncement pour raisons financières apporte une information suppémentaire à information objective sur utiisation des services de santé. Ce gain conceptue et méthodoogique souève toutefois un nouveau probème. Le besoin de soins que e concept intègre est un besoin individue ressenti et non un besoin de soins diagnostiqué par un médecin. I est susceptibe de varier, à besoin de soins médica identique, d un individu ou d un groupe à autre. Pusieurs ééments d expication peuvent être à origine de ces différences. En particuier, a décaration d un renoncement ne rend compte des besoins non satisfaits que dès ors qu un individu ressent un besoin. Or, certains besoins sont susceptibes de ne pas être perçus identiquement par tous es individus (en cas d absence de symptômes, par exempe). Notons qu un questionnement méthodoogique de même nature s est posé autour de a mesure de état de santé à partir de état de santé subjectif, ressenti et auto-décaré (voir, par exempe, Ider et Benyamini (1997) pour une revue des approches méthodoogiques de état de santé subjectif et ses iens avec des variabes de santé objectives). Un premier travai méthodoogique sur e concept de renoncement a été réaisé par Ain, Grignon et Le Grand (2010) sur données canadiennes. I compare es apports respectifs du renoncement et de utiisation effective des services de santé à étude de accès aux soins. Les auteurs identifient des sur ou sous-consommations en mesurant écart à une consommation de soins moyenne à âge, sexe, état de santé et statut socio-économique donnés. Is mettent ensuite en regard cet indicateur et a décaration d un renoncement sur a même période. Is mettent ainsi en évidence des corréations entre e renoncement aux soins et a consommation de soins mesurée de façon objective. Bien que eurs catégories de renoncement diffèrent du renoncement financier que nous avons adopté, is montrent que e renoncement «barrière», qui regroupe renoncement financier et renoncement ié à a disponibiité géographique de offre est ié, à état de santé et statut socia donnés, à une probabiité de recours au généraiste moindre, toutes choses égaes par aieurs. Is concuent à intérêt du renoncement pour étude de accès aux soins en compément des approches basées sur es mesures objectives de a consommation de soins. Une anayse menée par es auteurs sur es données françaises de Enquête santé et protection sociae (ESPS) 2008 a par aieurs permis de retrouver cette corréation négative entre renoncement financier et recours aux services de santé (cf. Annexe 1). 3. Données et méthodes Cette étude s appuie sur es données des vagues 2002, 2004, 2006 et 2008 d ESPS, menée réguièrement par Irdes depuis 1988 (Aonier et a., 2008). ESPS est une enquête en popuation générae qui interroge tous es deux ans un échantion de ménages dont un des membres fait partie de Echantion permanent des assurés sociaux (Epas), représentatif des assurés sociaux des trois principaux régimes d assurance maadie (Caisse nationae d assurance maadie des travaieurs saariés (Cnamts), Régime socia des indépendants (RSI) et Mutuaité sociae agricoe (MSA). L échantion enquêté à chaque date est représentatif de 96,7 % des ménages ordinaires vivant en France métropoitaine. L enquête interrogeant a moitié de Epas à chaque vague tous es deux ans, i est possibe de suivre à quatre ans d intervae es personnes restées dans Epas et ayant pu être ré-enquêtées. Ainsi, es mêmes individus sont présents dans es échantions en 2002 et 2006 d une part, 2004 et 2008 d autre part, moyennant e rafraichissement et Document de travai n 47 - IRDES - Avri

9 attrition des échantions. L enquête combine entretien par enquêteur et questionnaires auto-administrés. Le questionnaire sur e renoncement financier aux soins est administré par un enquêteur et est posé uniquement à a personne échantionnée, sous a forme suivante. Une première question permet de repérer es personnes ayant renoncé à des soins : «Au cours des douze derniers mois, vous est-i déjà arrivé de renoncer, pour vousmême, à certains soins pour des raisons financières?». En cas de réponse positive, i est demandé à enquêté de préciser à ques soins i a renoncé et i peut aors donner jusqu à trois réponses. Les réponses sont ibres ; i n existe pas de iste d items prédéfinis. Ees font objet d un recodage a posteriori. Pusieurs informations ont été retenues pour expiquer e renoncement aux soins : des informations ayant trait à a couverture compémentaire, au niveau de revenu, à a situation sociae et enfin à état de santé. L état de santé est mesuré par état de santé perçu obtenu par auto-questionnaire à partir de a réponse à a question : «Pouvez-vous noter, entre 0 et 10, votre état de santé?» (0 : En très mauvaise santé, 10 : Exceente santé). Une autre information sur état de santé est apportée par existence d une exonération pour affection de ongue durée (ALD). Les variabes sur a couverture compémentaire concernent e fait d avoir souscrit ou d être protégé par une couverture compémentaire ou a CMU-C, ainsi que a quaité de a compémentaire. La quaité du contrat compémentaire est auto évauée par es répondants. Ee est recueiie à travers évauation de a personne qui a souscrit e contrat. Le questionnaire concerne a quaité des remboursements de soins dentaires, d optique, des dépassements de spéciaistes, évaués sur une échee subjective («Très bien», «Putôt bien», «Putôt ma», «Très ma» et «Pas du tout»). Les motifs de non couverture sont égaement identifiés à travers des questions spécifiques (non couverture subie : «Je souhaiterais être couvert, mais je n en ai pas es moyens» versus choisie : «Je n en n ai pas besoin»). La situation socio-économique est approchée par es informations suivantes : éducation, revenu par unité de consommation, occupation et score de précarité. Ce dernier a été construit comme a somme des dimensions suivantes, qui reèvent de histoire de vie, de a situation actuee et des anticipations de individu. Le questionnaire sur histoire de vie comprend es quatre questions suivantes (Cambois et Jusot, 2011) : «Vous est-i déjà arrive au cours de votre vie de devoir être hébergé chez des proches, par une association, dans un foyer d hébergement,...? d avoir des difficutés à payer votre oyer, vos charges,...? de connaître des périodes d inactivité professionnee d au moins six mois? de souffrir durabement d isoement à a suite d événements subis par vous ou vos proches?» La situation actuee de individu vis-à-vis de a précarité est identifiée à partir des variabes suivantes : situation de chômage, de temps partie non choisi, réponse négative à a question : «Etes-vous parti en vacances ces douze derniers mois?», enfin des difficutés récurrentes de trésorerie, à partir de a question : «Y a-t-i des périodes dans Document de travai n 47 - IRDES - Avri

10 e mois ou vous rencontrez de réees difficutés financières à faire face à vos besoins (aimentation, oyer, EDF, )?». Les anticipations de individu sur sa propre situation et e soutien dont i pourrait bénéficier sont approchés à partir des questions suivantes : «Craignez-vous de perdre votre empoi d ici un an?» et «En cas de difficutés, y a- t-i quequ un dans votre entourage sur qui vous puissiez compter pour vous héberger queques jours en cas de besoins et pour vous apporter une aide matériee?». Toutes es questions présentées ci-dessus possèdent es mêmes items de réponse «oui», «non». Le score de précarité représente a somme des réponses positives (négatives dans e cas de a question sur e départ en vacances). Afin de mettre en évidence des effets éventues d accumuation des dimensions de précarité et de ne pas aourdir e modèe, nous choisissons ce score de précarité qui peut prendre des vaeurs aant de zéro aucune dimension de précarité à neuf 2. I est important de noter que ces dimensions ne se concentrent pas sur une sous-popuation très réduite. Si 28 % des répondants ont un score de précarité nu et 22 % un score de un, 15 % ont un score éga ou supérieur à cinq, c est-à-dire cumuent cinq dimensions de précarité ou davantage. 4. Stratégie anaytique Cette étude vise à mieux comprendre e rôe de accès financier aux services de santé dans a formation des inégaités de santé, c est-à-dire à étudier en quoi une sousconsommation de soins ayant un motif économique peut dégrader état de santé des catégories de popuation es pus pauvres. D un point de vue empirique, e traitement de cette question consiste à exporer es facteurs socio-économiques du renoncement, puis à étudier es iens entre renoncement et état de santé perçu. Notre stratégie anaytique est a suivante. Tout d abord, nous modéisons dans un modèe ogistique a probabiité de décarer un renoncement puis, dans un deuxième temps, nous modéisons impact du renoncement sur état de santé. Nous répiquons a première étape pour étude des trois types de renoncement es pus fréquents : es soins dentaires, optique et es consutations de généraistes et/ou de spéciaistes. Le premier modèe étudie impact sur a probabiité de renoncer pour raisons financières des facteurs suivants : âge, sexe, couverture compémentaire (Couverture privée, CMU-C, quaité des remboursements, motifs de non couverture), niveau d éducation, revenu par unité de consommation, occupation et niveau de précarité. L objectif généra de cette étape est d étudier si e renoncement financier est sociaement différencié et de décrire a nature des iens entre renoncement et statut socia. Dans e détai, i s agira à a fois de confirmer es résutats déjà connus sur es déterminants de accès aux soins en France, à partir d observations objectives de a consommation, de vérifier que es faits styisés signaés dans es études sur e renoncement dans d autres pays se retrouvent sur données françaises, et enfin de mettre en umière d autres facteurs potenties, d ordre économique ou socia, de accès financier aux soins. Nous n intégrons pas état de santé comme variabe expicative car a reation est potentieement endogène : on ne peut distinguer ce qui reève d un effet de a santé sur e renoncement (par exempe, es personnes en mauvaise santé renoncent davantage) d une reation de causaité inverse (e renoncement dégrade état de santé). Cette question est traitée dans étape suivante, décrite ci-dessous. 2 Notons que e score Epices (Sass et a., 2006) a égaement été testé avec des résutats très proches. I n a pas été retenu pour des raisons de puissance statistique : a présence de non-réponses partiees dans e questionnaire Epices réduit d autant a taie de échantion de travai. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

11 Le deuxième modèe ogistique étudie impact du renoncement décaré en année 1 (2002 ou 2004) sur a probabiité de décarer un état de santé moins bon quatre ans pus tard (respectivement 2006 ou 2008). Pour construire notre variabe dichotomique expiquée, nous mesurons a différence entre a note d état de santé future et a note décarée en année 1. La variabe dichotomique expiquée par e modèe indique une différence négative versus pas de différence ou une différence positive. Nous étudions e rôe du renoncement en année 1 en contrôant d autres facteurs susceptibes d expiquer évoution de état de santé et potentieement corréés avec e renoncement. L âge, e sexe, a note d état de santé et ALD (exonération pour affection ongue durée), mesurés en année 1 permettent de prendre en compte e rôe de état de santé et de sa dynamique propre. L occupation en années 1 et 2 permet de contrôer d effets iés aux changements de situation sociae qui peuvent avoir un impact direct sur a santé. La catégorie socioprofessionnee en année 1 vise à contrôer d effets des conditions de travai sur évoution de état de santé. Enfin, a prise en compte du renoncement en année 2 permet d isoer effet ongitudina du renoncement. La vague d enquête est identifiée par une indicatrice (2002 associé à 2006 versus 2004 associé à 2008). Ee est prise en compte afin de contrôer estimation des variations d échantionnage. Nous étudierons es déterminants du renoncement aux soins pour raisons financières à travers es données de enquête 2008, car ee contient des indications précises sur assurance compémentaire et a précarité. Une seue personne par ménage étant interrogée, notre échantion de travai comporte observations. Pour évauer impact du renoncement pour raisons financières sur évoution de état de santé, nous avons utiisé es bases des enquêtes ESPS 2002 et 2006, et 2004 et Les personnes interrogées évauent chaque année eur état de santé par une note subjective sur une échee anaogique aant de zéro à dix. Notre deuxième échantion comporte observations : sont issues des enquêtes et des enquêtes Résutats Dans notre échantion de travai, 15,9 % des personnes interrogées décarent avoir renoncé à un soin pour raisons financières au cours des douze derniers mois. Les soins pus particuièrement concernés sont es soins dentaires (9,9 %), optique (4,3 %) et es visites chez e généraiste ou e spéciaiste (3,5 %). Bien que e renoncement soit mesuré de diverses façons et utiisé dans des perspectives différentes, a ittérature sur e renoncement fait montre d une stabiité importante dans es corréations entre renoncement et caractéristiques individuees. Le renoncement apparaît corréé positivement avec e fait d être une femme, avec e niveau d éducation, e soutien socia, et négativement avec e niveau de revenu et a couverture assuranciee (Eofsson 1997 ; Ford 1999 ; Litaker 2004 ; Moborn 2001 ; Wu 2005). I apparaît égaement négativement corréé avec âge et un bon état de santé (Ain, 2010). Notons qu une étude montrait, sur données américaines, que organisation des soins pouvait avoir un effet sur e renoncement. Le fait de participer à un pan de santé impiquant des professionnes de santé diminue a probabiité de décarer un renoncement pour raisons financières (Reschovsky et a., 2000). Document de travai n 47 - IRDES - Avri

12 Notre anayse du renoncement pour raisons financière confirme es résutats de a ittérature (cf. tabeau 1). Nos données montrent une probabiité pus éevée chez es femmes de décarer renoncer, et un gradient décroissant seon âge pour es renoncements aux soins dentaires et aux séances de médecin. Concernant es soins dentaires, ce résutat sembe reféter une diminution des besoins de soins aux âges éevés. Pour optique en revanche, e renoncement sembe suivre une courbe en coche, putôt éevé entre 40 et 80 ans, et pus faibe pour es pus jeunes et es pus âgés. Nous montrons ensuite que es personnes sans dipôme ou ayant fait peu d études renoncent moins, toutes choses égaes par aieurs. Bien que es odds ratios suggèrent une forme de gradient, es différences n apparaissent pus significativement distinctes de a modaité de référence (études supérieures) pour es niveaux d étude pus éevés. Notons que ces résutats persistent orsque on n incut pas e score de précarité dans a régression. L effet du niveau d études sur e renoncement sembe donc reféter des attentes moindres et/ou une moins bonne connaissance du système de soins. En incuant état de santé subjectif dans e modèe, nous observons que des états de santé pus dégradés sont corréés avec des renoncements pus fréquents 3. Ce résutat, à encore conforme à a ittérature, peut reféter à a fois impact du renoncement sur état de santé, comme e montrera e modèe suivant, mais aussi e faibe besoin de soins des personnes en bonne santé. Ceci tend à montrer que a décaration d un renoncement concernerait davantage es soins curatifs que préventifs. Toutefois, son caractère potentieement endogène, qui sera confirmé dans e deuxième modèe, nous conduit à ne pas incure cette variabe. L effet croissant du revenu par unité de consommation sur a probabiité de renoncer confirme à a fois es résutats de a ittérature sur e renoncement et es résutats des études sur es inégaités sociaes de consommation de soins. Ces dernières montrent en effet que e revenu joue un rôe toutes choses égaes par aieurs dans a consommation de soins (Raynaud, 2005 ; Masseria, 2004). Aors que on observe en anayse bivariée un gradient du renoncement seon e niveau de revenu, e résutat de anayse mutivariée oppose es pus riches, c est-à-dire e dernier décie voire es cinq derniers percenties au reste de a popuation. I sembe donc qu i existe un effet de seui, probabement ié aux pafonds de remboursement des mutuees pour es soins non ou ma remboursés par e régime obigatoire (dentaire, optique, consutations en secteur 2). En dehors des imites de a prise en charge compémentaire, e revenu joue de nouveau un rôe déterminant sur accès aux soins. Ceci est particuièrement marqué pour es soins dentaires et optique. Le score de précarité sembe capter une partie de effet de gradient. Notons que, toutes choses égaes par aieurs, un très bas niveau de revenu par unité de consommation n est pas associé à un niveau de renoncement différent des catégories de revenus qui ui sont juste supérieures. L effet de a couverture compémentaire est très significatif et à encore dans e sens attendu : es personnes couvertes renonçant moins que es autres. Nous montrons de pus que a quaité de a compémentaire, c est-à-dire e niveau de ses remboursements, qui est mesuré ici à partir des décarations des personnes enquêtées et seon une échee subjective, joue sur e renoncement. L effet de a CMU-C sur e renoncement est égaement positif et de même niveau que ceui d une compémentaire très bonne en généra, mais es résutats sont assez contrastés seon e type de soins. On note en particuier assez peu de différentiation seon e type de contrat pour a unetterie, pour 3 Résutats compémentaires des auteurs, non proposés dans ce document. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

13 aquee seus es contrats ma évaués se distinguent. Ces résutats sont assez différents si on ne prend pas en compte a précarité. En effet, a CMU-C se pace un peu moins bien dans échee des contrats si on excue a précarité de anayse. Ceci tend à montrer que a CMU-C corrige en partie es inégaités d accès aux soins mais n a pas d impact sur a précarité ee-même. L effet de a précarité sur e renoncement montre un gradient particuièrement spectacuaire, avec des odds ratios pouvant atteindre 22 pour e renoncement généra, 15,8 pour e dentaire et 24,4 pour optique, ceci toutes choses égaes par aieurs, soit en particuier à revenu et couverture contrôés. Cea confirme es travaux existant sur es iens entre précarité et état de santé (Cambois, Jusot, 2009). Lorsque on incut simutanément ces neuf dimensions de précarité dans e modèe, chacune accroît significativement a probabiité de décarer avoir renoncé. L utiisation du score montre qu i existe un effet de cumu de ces dimensions. De pus, a distribution de a précarité ee-même, tee que nous a mesurons, n est pas concentrée sur une popuation réduite qui, du fait d une situation sociae très dégradée subirait seue impact. Seus trois répondants sur dix ont un score de précarité nu. Les résutats de a régression mettent donc bien en évidence une forme de gradient socia (cf. graphique 1). Ces très fortes corréations entre renoncement et dimensions de a précarité tendent aussi à montrer que e renoncement pourrait ui-même être interprété et utiisé comme un indicateur de a précarité en santé. Enfin, d un point de vue méthodoogique, es iens observés entre revenu, niveau d assurance, précarité d une part et renoncement d autre part, viennent confirmer que a question sur e renoncement aux soins pour raisons financières refète bien a dimension financière de accès aux soins. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

14 Tabeau 1 Statistiques descriptives de échantion de travai ESPS 2008 Variabes Renoncement tous motifs (15.9 %) Renoncement soins dentaires 821 (9.91 %) Renoncement optique 351 (4.25 %) Renoncement médecin 287 (3.48 %) Dont renoncent Sexe Homme (12,36 %) Femme (18,53 %) Âge < 30 ans (14,08 %) ans (16,74 %) ans (19,57 %) ans (18,16 %) ans (15,04 %) ans (10,48 %) 80 ans et pus (6,24 %) Score de précarité 0 (aucune dimension de précarité) (4,75 %) (8,00 %) (14,71 %) (19,15 %) (29,66 %) (32,97%) (40,11 %) 7 et au-deà (46,05 %) Niveau d'études Sans dipôme, (15,20 %) Brevet CAP, BEP (17,88%) Baccaauréat (16,68 %) Études supérieures (14,11 %) Autres, nsp (15,38 %) Couverture compémentaire CMU-C (22,11 %) Privée Très bonne (5,44 %) Bonne (9,84 %) Moyenne (16,39 %) Mauvaise (25,75 %) Sans couverture Choisi (17,57 %) Subi (49,32 %) NSP (16,19 %) Tota ,44 % Document de travai n 47 - IRDES - Avri

15 Figure 1 Impact et distribution du score de précarité Note de ecture : es odds ratios présentés correspondent à impact sur e renoncement tous soins confondus. Notre deuxième anayse porte sur es conséquences du renoncement sur état de santé des individus. Parmi es personnes ayant renoncé en vague 1, 42,3 % ont vu eur état de santé se dégrader, contre 37,8 % des personnes ayant décaré ne pas avoir renoncé (différence significative au seui de 5 %). La modéisation montre impact attendu de âge et de état de santé en année sur évoution de état de santé. La probabiité de décarer un état de santé pus dégradé en année 2 augmente avec âge. Les personnes exonérées pour ALD et cees qui décarent un moins bon état de santé perçu en année 1 décarent aussi pus souvent un pus mauvais état de santé en année 2. Ce dernier résutat refète a nature dynamique des mécanismes de dégradation de état de santé : pus cet état est dégradé, pus sa probabiité de se dégrader davantage est éevée. Le modèe met en évidence e rôe de queques dimensions de a situation sociae sur évoution de état de santé. Le fait d être cadre ou profession intermédiaire diminue e risque de décarer un état de santé pus dégradé en vague 2. Le statut d occupation ne joue un rôe significatif qu en vague 2. En particuier, es personnes se décarant autres inactifs en année 2 ont, toutes choses égaes par aieurs, une probabiité pus forte d avoir connu une dégradation de eur état de santé depuis année 1. La catégorie des autres inactifs regroupe en particuier es personnes retirées du marché du travai pour des raisons de santé. Toutes choses égaes par aieurs, es personnes ayant renoncé à des soins en vague 1 ont pus de risque de voir eur état de santé s être détérioré quatre ans pus tard (O.R=1.44). Ce résutat met, à notre sens, bien en évidence un ien de causaité entre renoncement et état de santé : renoncer à des soins entraîne un risque pus important de dégradation de état de santé. Notons que e renoncement en année 2 a un impact non significativement différent de ceui du renoncement en année 1 sur a dégradation de état de santé. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

16 Tabeau 2 Résutats des modèes ogistiques expiquant e renoncement aux soins, en généra, et pour es trois types de soins es pus fréquemment cités Probabiité d'avoir renoncé à des soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois Généra (tous soins confondus) Soins dentaires Soins optiques Généraistes et spéciaistes Variabes Sexe Homme 0,687 (<0,0001) 0,834 (0,0256) 0,676 (0,0014) 0,632 (0,0008) Femme Âge < 30 ans ans 1,118 (0,3655) 1,196 (0,2131) 1,448 (0,1919) 0,826 (0,3517) ans 1,503 (0,0006) 1,536 (0,0020) 2,983 (<0,0001) 0,863 (0,4600) ans 1,370 (0,0101) 1,266 (0,1025) 3,690 (<0,0001) 0,616 (0,0252) ans 1,271 (0,0787) 1,117 (0,4982) 3,209 (<0,0001) 0,500 (0,0081) ans 0,852 (0,3318) 0,674 (0,0554) 3,692 (<0,0001) 0,412 (0,0067) 80 ans et pus 0,578 (0,0153) 0,321 (0,0007) 1,549 (0,3228) 0,433 (0,0399) Revenu par unité de consommation < 5e percentie 1,098 (0,5729) 1,077 (0,6943) 0,966 (0,8961) 0,874 (0,6571) < 1er quintie < 2e quintie 1,200 (0,1294) 0,896 (0,4377) 1,218 (0,2981) 1,249 (0,2992) < 3e quintie 1,006 (0,9600) 0,969 (0,8276) 0,868 (0,5063) 0,941 (0,7996) < 4e quintie 1,133 (0,3463) 0,886 (0,4392) 0,890 (0,6146) 1,256 (0,3561) < 95e percentie 0,687 (0,0169) 0,705 (0,0528) 0,853 (0,5484) 0,710 (0,2984) > 95e percentie 0,309 (0,0007) 0,225 (0,0016) 0,139 (0,0529) 0,639 (0,4733) Revenu nsp 1,089 (0,4665) 0,935 (0,6204) 0,998 (0,9911) 1,114 (0,6142) Score de précarité 0 (aucune précarité) ,857 (<0,0001) 2,258 (<0,0001) 2,403 (0,0041) 0,995 (0,9879) 2 3,340 (<0,0001) 3,391 (<0,0001) 4,686 (<0,0001) 1,951 (0,0199) 3 4,792 (<0,0001) 4,295 (<0,0001) 6,513 (<0,0001) 3,932 (<0,0001) 4 8,274 (<0,0001) 6,785 (<0,0001) 12,334 (<0,0001) 6,047 (<0,0001) 5 9,983 (<0,0001) 8,643 (<0,0001) 14,395 (<0,0001) 6,435 (<0,0001) 6 14,991 (<0,0001) 10,885 (<0,0001) 16,656 (<0,0001) 11,337 (<0,0001) 7 et au-deà 22,115 (<0,0001) 15,864 (<0,0001) 24,402 (<0,0001) 18,600 (<0,0001) Niveau d études Sans dipôme, 0,572 (<0,0001) 0,623 (<0,0001) 0,632 (0,0112) 0,811 (0,2590) Brevet CAP, BEP 0,760 (0,0043) 0,838 (0,1164) 0,961 (0,8179) 0,664 (0,0263) Baccaauréat 0,897 (0,3325) 1,037 (0,778) 1,165 (0,4441) 0,725 (0,1393) Autre, nsp 0,647 (0,2540) 0,680 (0,4022) 0,805 (0,7342) 0,721 (0,6648) Études supérieures Couverture compémentaire CMU-C Privée Très bonne 0,697 (0,1162) 0,451 (0,0121) 0,650 (0,2960) 1,135 (0,7784) Bonne 1,410 (0,0218 1,209 (0,2838) 1,147 (0,5833) 2,241 (0,0043) Moyenne 2,384 (<0,0001) 2,576 (<0,0001) 1,589 (0,0645) 2,419 (0,0027) Mauvaise 3,771 (<0,0001) 3,569 (<0,0001) 2,531 (0,0002) 3,372 (<0,0001) Nsp 2,348 (<0,0001) 2,024 (<0,0001) 1,763 (0,0108) 3,014 (<0,0001) Sans couverture Choisi 2,297 (0,0015) 2,224 (0,0072) 1,379 (0,5236) 3,416 (0,0072) Subi 7,267 (<0,0001) 5,445 (<0,0001) 4,334 (<,0001) 6,770 (<0,0001) Nsp 3,134 (<0001) 1,699 (0,0908) 1,330 (0,5415) 6,432 (<0,0001) Source : ESPS 2008 Document de travai n 47 - IRDES - Avri

17 Tabeau 3 Régression ogistique expiquant a dégradation de a note d état de santé Variabes Odds Ratio (p-vaue) Renoncement financier Décare avoir renoncé en année 1 1,442 (0,0005) Décare avoir renoncé en année 2 1,495 (<0,0001) Occupation en année 1 Actif occupé 1 (ref.) Chômeur 0,904 ( 0,4842) Personne au foyer 1,123 ( 0,538) Autre inactif 0,859 ( 0,5302) Retraité 1,166 ( 0,3782) Occupation en année 2 Actif occupé 1 (ref.) Chômeur 1,28 ( 0,1054) Personne au foyer 1 ( 0,999) Autre inactif 2,347 ( 0,0005) Retraité 0,776 ( 0,0852) Sexe Femme 1 (ref.) Homme 1,121 ( 0,111) Age Moins de 30 0,209 ( <0,0001) ,215 ( <0,0001) ,28 ( <0,0001) ,323 ( <0,0001) ,431 ( <0,0001) ,743 ( 0,1817 ) 80 ans et pus 1 (ref.) Vague d enquête vague d'enquête (ref.) vague d'enquête ,819 ( 0,0014) PCS en année 1 agricuteurs 1 (ref.) Indépendants, professions ibéraes 0,81 ( 0,3389) Cadres 0,601 ( 0,0075) Professions intermédiaires 0,692 ( 0,0434) Empoyés 0,748 ( 0,1136) Ouvriers 0,937 ( 0,7234) PCS nsp 0,944 ( 0,8566) Note d état de santé en année (ref.) 1 ou 2 0,054 ( 0,0001) 3 0,027 ( <0,0001) 4 0,038 ( <0,0001) 5 0,054 ( <0,0001) 6 0,158 ( <0,0001) 7 0,23 ( <0,0001) 8 0,304 ( <0,0001) 9 0,696 ( <0,0001) Affection ongue durée 1,56 <0,0001 () Source : ESPS 2002, 2004, 2006, Document de travai n 47 - IRDES - Avri

18 6. Discussion - concusion Ces anayses montrent que e renoncement aux soins pour raisons financières recueii dans une enquête en popuation générae permet d identifier spécifiquement des sous-consommations de soins pour motifs financiers. Au-deà de aspect méthodoogique, nous montrons que e renoncement aux soins pour raisons financières pointe un probème de santé pubique parce qu i touche une part importante de a popuation, qu i est concentré dans certains groupes sociaux, et parce qu au fina, i affecte significativement état de santé généra mesuré par état de santé subjectif. Notre étude montre que es barrières financières à accès aux soins ont un impact significatif sur état de santé de a popuation. A ce titre, i peut donc être utiisé dans e cadre des études sur es inégaités sociaes d accès aux soins. De même, i permet de constater que es dispositifs tes que a CMU-C sont réeement efficaces pour utter contre es inégaités d accès aux soins pour raisons financières. En effet, toutes choses égaes par aieurs, es bénéficiaires de a CMU-C décarent significativement moins de renoncement que es personnes non couvertes par une assurance compémentaire, ainsi que cees qui ne jugent pas «Très bons» es remboursements de eur assurance compémentaire. De pus, e ien de gradient très fort entre renoncement et précarité montre intérêt du renoncement comme dimension d anayse de a précarité sociae ee-même. Cette approche nous apparaît donc écairante pour anayse du système de soins ambuatoires français, dans eque es soins de vie sont dispensés contre paiement à acte. Dans un te système, a réguation de a demande est traditionneement envisagée seon des mécanismes de partage des coûts entre assureur et patient, comme e ticket modérateur. Or i a été montré que e partage des coûts est médicaement aveuge, c est-à-dire que a contrainte financière qu i engendre s appique à tous es biens médicaux, essenties ou non. De pus, dans e cas français, e processus est fortement atéré par a présence de dépassements qui ne répondent pas du tout à une ogique de réguation par partage des coûts, mais encore par a présence d un second fiet assurancie via assurance compémentaire, qui exonère en partie a grande majorité de a popuation de a charge du ticket modérateur pubic et détourne e faisceau de a contrainte pubique sur une minorité de personnes défavorisées. Un proongement utie de ce travai pourrait consister en anayse de impact du renoncement sur es consommations de soins futures. Cea permettrait de compéter anayse en discutant a rationaité économique, pour e système de soins ui-même, des outis de rationnement des soins basés sur des barrières financières. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

19 Références Ain S., Grignon M., Le Grand J. (2010). Subjective Unmet Need and Utiisation of Heath Care Services in Canada: What Are the Equity Impications?. Socia Science and Medicine 70, Ain S., Masseria C. (2009). Unmet Need as an Indicator of Access to Heath Care in Europe, Euroheath, 15(3): 7-9. Aonier C., Dourgnon P., Rochereau T. (2008). «L Enquête santé protection sociae 2006, un pane pour anayse des poitiques de santé, a santé pubique et a recherche en économie de a santé», Questions d économie de a santé, n 131, avri. Azogui-Lévy S., Rochereau T. (2005). «Comportements de recours aux soins et santé bucco-dentaire. Expoitation de Enquête santé et protection sociae», Questions d économie de a santé, n 94, mai. Bago d Uva T, Jones AM (2009). Heath Care Utiisation in Europe: New Evidence from the ECHP. Journa of Heath Economics, 28: Bago d Uva T, van Doorsaer E, Lindeboom M, O Donne O. (2008). Does Heterogeneity Bias the Measurement of Heath Disparities. Heath Economics, 17(3): Bazin F., Parizot I., Chauvin P. (2006). «Déterminants psychosociaux du renoncement aux soins pour raisons financières dans 5 zones urbaines sensibes de a région parisienne en 2001», Sciences Sociaes et Santé, vo. 24, n 3, septembre pp Boisguérin B., Després C., Dourgnon P., Fantin R., Lega R. (2010). «Étudier accès aux soins des assurés CMU-C, une approche par e renoncement aux soins. In Aonier C., Dourgnon P., Rochereau T. «Enquête sur a santé et a protection sociae en 2008». Rapport Irdes, n 1800, juin, pp Botanski L. (1971). «Les usages sociaux du corps». Annaes, 1, janvier- février, pp Bouard J.-C. (1999). «Rapport d information sur a oi n du 27 juiet 1999 portant création d une couverture maadie universee», éd. Assembée nationae, Les Documents d information de Assembée nationae. Cambois E., Jusot F. (2011). Contribution of Lifeong Adverse Experiences to Socia Heath Inequaities: Findings from a Popuation Survey in France, European Journa of Pubic Heath, 21, 5 : Couffinha A., Dourgnon P., Masseria C., Tubeuf S., van Doorsaer E. (2004). Income- Reated Inequaity in the Use of Medica Care in 21 OECD Countries, in Towards High-Performing Heath Systems, OECD report: Després C., Dourgnon P., Fantin R., Jusot F. (2011). Le renoncement aux soins pour raisons financières : une approche économétrique». Irdes, Questions d économie de a santé n 170, novembre. Després C., Dourgnon P., Fantin R., Jusot F. (2011) «Le renoncement aux soins : une approche socio-anthropoogique». Irdes, Questions d économie de a santé, n 169, novembre. Devaux M., Jusot F., Sermet C., Tubeuf S. (2009). «Hétérogénéité sociae de décaration de état de santé et mesure des inégaités de santé». Revue Française des Affaires Sociaes ; 1, pp Dourgnon P., Guiaume S., Naïditch M., Ordonneau C. (2007). «Les assurés et e médecin traitant : premier bian après a réforme», Irdes, Questions d économie de a santé, n 124, juiet. Dourgnon P., Naiditch M. (2010). The Preferred Doctor Scheme: A Poitica Reading of a French Experiment of Gatekeeping, Heath Poicy Etié F. et Micent C. (2006). Income-Reated Reporting Heterogeneity in Sef-Assessed Heath: Evidence from France, Heath Economics 15, pp Document de travai n 47 - IRDES - Avri

20 Feurbaey M., Schokkaert E. (2009). Unfair Inequaities in Heath and Heath Care. Journa of Heath Economics, vo. 28, n 1, pp Ford C.A., Bearman P.S., Moody J. (1999). Foregone Heath Care among Adoescents. JAMA. Dec 15;282(23): Grossman M. (2000). The Human Capita Mode, Handbook of Heath Economics, in: A. J. Cuyer & J. P. Newhouse (ed.), Handbook of Heath Economics, edition 1, voume 1, chapter 7, pp Ider E. L, Benyamini Y. (1997). Sef-Rated Heath and Mortaity: a Review of Twenty- Seven Community Studies. Journa of Heath and Socia Behaviour, 38, pp Jusot F., Or Z., Sirven N. (2011), Variations in Preventive Care Utiisation in Europe, European Journa of Ageing. DOI /s Lardjane S., Dourgnon P. (2007). «Les comparaisons internationaes d état de santé subjectif sont-ees pertinentes? Une évauation par a méthode des vignettesétaons», Insee, Économie et Statistique, : Mizrahi An. et Ar. (1993). «Evoution de a consommation buccodentaire et renoncement aux soins», Rapport Irdes, n 1005, Litaker, D. and Love, T.E. (2005). Heath Care Resource Aocation and Individuas Heath Care Needs: Examining the Degree of Fit. Heath Poicy, 73, pp Moborn S., Stepanikova I., Cook K. S. (2005). Deayed Care and Unmet Needs among Heath Care System Users: When Does Fiduciary Trust in Physician Matters? Heath services research, 40:6, part 1 December. OMS (2009). «Comber e fossé en une génération : instaurer équité en santé en agissant sur es déterminants sociaux de a santé»: Rapport fina de a Commission des déterminants sociaux de a santé. Or Z., Jusot F., Yimaz E., The European Union Working Group on Socioeconomic Inequaities in Heath (2009). «Inégaités sociaes de recours aux soins en Europe : que rôe pour e système de soins?», Revue Economique, 60, 2 : Sass C., Mouin J.J., Guéguen R., Abric L., Dauphinot V., Dupré C. et a. (2006). «Le score EPICES : un score individue de précarité. Construction du score et mesure des reations avec des données de santé, dans une popuation de personnes». Buetin épidémioogique hebdomadaire ; (14) : Raynaud D. (2005). «Les déterminants individues des dépenses de santé : infuence de a catégorie sociae et de assurance maadie compémentaire», Drees, Etudes et résutats, n 378, février. Reschovsky J. D., Kemper P., Tu H. T.(2000). Does Type of Heath Insurance Affect Heath Care Use and Assessments of Care Among the Privatey Insured? Heath Services Research, vo.35, no.1, Part II (Apri 2000): Shmuei A. (2003). Socio-Economic and Demographic Variation in Heath and in its Measures: The Issue of Reporting Heterogeneity, Socia Science and Medicine, 57, p Van Doorsaer E., Kooman X. (2004). Expaining Income-Reated Inequaities in Doctor Utiisation in Europe. Heath Economics, 13, 7: Wagstaff A., van Doorsaer E. (2000). Equity in Heath Care Finance and Deivery, in A. Cuyer and J. Newhouse (eds.), Handbook of Heath Economics, Vo. 1B. Amsterdam: Esevier (North-Hoand), Wu Z., Penning M.J. & Schimmee C.M. (2005). Immigrant Status and Unmet Heath Care Needs, Canadian Journa of Pubic Heath, 96(5): Document de travai n 47 - IRDES - Avri

21 Annexe 1 Renoncement et consommation de soins Le ien entre décaration de renoncement et a mesure objective de a consommation de soin (dépense, voume) a fait objet d un travai méthodoogique sur données canadiennes (Ain et a., 2011) décrit dans e corps de artice. Les données de enquête ESPS sont en partie appariées avec des données de consommation issues de Assurance maadie. Nous présentons ci-dessous queques résutats des iens entre renoncement et consommation de soins, qui concourent à vaider a pertinence de indicateur de renoncement pour identifier des situations dans esquees es individus reçoivent moins de soins que ce dont is auraient besoin. Les gens qui décarent renoncer consommentis moins de soins que es autres? Autrement dit, e renoncement refète-t-i des nonrecours absous (corréation négative entre renoncement et consommation de soins), ou au contraire, intervient-i comme suite d une séquence de soins coûteuse (corréation positive entre renoncement et consommation)? Le but de cette approche est doube : étudier apport du renoncement par rapport à a consommation de soins pour étudier es inégaités sociaes de recours aux services de santé et mieux comprendre es situations de santé que es enquêtés évoquent dans e renoncement. Concernant cette deuxième question, trois hypothèses se dégagent : e renoncement est d ordre quantitatif, quaitatif ou es deux à a fois. Nous utiiserons des mesures objectives de consommation de soins, grâce aux données des différents fichiers d Assurance maadie. Cea nous permet de travaier avec des données objectives, ce qui protège es résutats des biais de mémoire. De pus, avoir des données quantitatives, et non simpement binaires, nous permet de ne pas traiter tous es individus ayant consommé de a même façon. Ainsi, nous créerons deux mesures de a consommation des douze derniers mois : - Le fait d avoir ou non consommé un type de soins - Le reste à charge associé à cette consommation (ticket modérateur pus dépassements) Nous testons es corréations entre renoncement et chacune de ces mesures à travers une simpe corréation (M1) un modèe ogistique / mco (pour a dépense conditionnee) à âge, sexe et état de santé contrôés (M2), puis en ajoutant e statut socia (M3). Les variabes de statut socia sont e revenu, e type d assurance compémentaire et e niveau d études. La zone géographique (région) a été égaement intégrée dans cette dernière régression pour tenir compte d éventues effets d offre. Le renoncement aux soins dentaires Nous cherchons à étudier e ien entre renoncement et consommation de soins, à état de santé contrôé. La modéisation du besoin de soins étant ici primordiae, nous avons supprimé de échantion es personnes dont on ne connaissait pas état dentaire : observations sont conservées dont (42 %) ont reçu des soins dentaires (à partir d une question subjective sur état de santé dentaire). L anayse univariée ne montre aucun effet du renoncement aux soins dentaires sur e fait d être aé voir un dentiste dans es douze derniers mois (p=0.76). Par contre, à état de santé contrôé, es personnes ayant renoncé à des soins dentaires sont aées significativement moins chez e dentiste que es autres. A état dentaire éga, es personnes Document de travai n 47 - IRDES - Avri

22 ayant renoncé à des soins dentaires consutent ainsi moins souvent e dentiste. Ce résutat est un peu moins cair quand on ajoute des variabes socio-économiques. On peut néanmoins penser que a puissance du test est en cause puisque moins de 500 individus de cet échantion décarent Tabeau A1.1 Impact du renoncement aux soins dentaires sur a probabiité de consuter un dentiste et sur es dépenses dentaires Modèe Odds-ratios p-vaue Modèe Coefficients p-vaue Recours Dépenses M1 1,03 0,76 M1-51 0,31 M2 0,81 0,04 M2-94 0,07 M3 0,84 0,11 M3-91 0,08 Sources : ESPS 2008, Epas Dans enquête ESPS, on trouve un autre proxy de cette mesure de a consommation de soins dentaires grâce à a question : «Ces deux dernières années, êtes-vous aé chez e dentiste?». Toutes choses égaes par aieurs, on trouve un ien significatif (OR = 0.68 ; p<0.01) entre e renoncement aux soins dentaires pour raisons financières et a réponse à cette question. Comme pour e proxy précédent, es personnes décarant avoir renoncé à des soins dentaires pour raisons financières décarent moins souvent être aées chez e dentiste au cours des deux dernières années. On anayse ensuite es reste à charge des individus ayant consommé des soins dentaires au cours des douze derniers mois. A état dentaire éga, es personnes de échantion ayant renoncé à des soins dentaires consomment près de 100 de moins que es autres. Mais ce résutat n est significatif qu à 10 %. Impact du renoncement aux soins dentaires sur e fait d avoir eu des restes à charge éevés Notre seconde hypothèse, basée sur étude des restes à charge, présuppose que es personnes renoncent surtout aux soins dentaires très coûteux. L absence de significativité observée pus haut pourrait aors s expiquer par a très forte variance introduite par a disparité des restes à charge. Le probème est ici de définir un seui pour a dépense importante. Nous avons donc défini différents paiers pour juger si un reste à charge était éevé. Ensuite, nous avons isoé es personnes ayant eu pendant es douze derniers mois un montant tota de restes à charge important. Nous en avons testé pusieurs seuis, aant de 50 à Pour tous es niveaux de seuis, on trouve que es personnes ayant renoncé sont beaucoup moins nombreuses à avoir des restes à charge importants (cf. ci-dessous). Document de travai n 47 - IRDES - Avri

23 Tabeau A1.2 Impact du renoncement aux soins dentaires pour raisons financières sur e fait d avoir eu à supporter un reste à charge important seon différents seuis Seui Odds-ratios Effectif * p-vaue 50 0, , , , , , , <0, , , , <0, , ,05 * Effectif : nombre de personnes de échantion ayant eu des restes à charge en soins dentaires supérieurs au seui indiqué : 782 personnes ont eu des restes à charge en soins dentaires supérieurs à 50. Sources : ESPS 2008, Epas Le renoncement aux unettes On reproduit a même anayse pour e renoncement optique. Les personnes qui décarent avoir renoncé à acheter des unettes pour des raisons financières sont effectivement moins nombreuses à en avoir achetées durant es douze derniers mois. Nous avons ensuite cherché à savoir si cees qui décaraient renoncer aors qu ees avaient acheté des unettes en achetaient des moins chères. On remarque qu une fois es variabes socio-économiques ajoutées, e renoncement aux unettes pour raisons financières ne joue pas significativement sur a dépense conditionnee. Tabeau A1.3 Impact du renoncement aux unettes sur a probabiité d en acheter et sur eur prix. Modèe Odds-ratios p-vaue Modèe Coefficients p-vaue Achat Dépenses M1 0,71 0,09 M1-76 0,12 M2 0,49 <0,01 M2-89 0,07 M3 0,55 <0,01 M3 0 0,99 Sources : ESPS 2008, Epas Le renoncement aux généraistes et/ou aux spéciaistes Pour des raisons de puissance statistique, nous regroupons es renoncements pour tous es médecins. L anayse univariée montre que es personnes décarant renoncer à une visite chez e généraiste ou e spéciaiste sont moins nombreuses à avoir vu au moins un médecin dans es douze derniers mois. Nous prenons en compte e besoin de soins de généraistes ou de spéciaistes à travers trois variabes : état de santé décaré, e fait d être en affection de ongue durée (ALD) et de décarer une maadie chronique. Le résutat est accentué (p<0.01) et ne change pas en ajoutant des variabes socio-économiques. Les personnes décarant avoir renoncé à des visites chez e généraiste ou e spéciaiste sont donc pus nombreuses à ne pas en avoir vu pendant es douze derniers mois. Document de travai n 47 - IRDES - Avri

24 En utiisant a décaration du nombre de séances par es enquêtés au cours des douze derniers mois que ce soit en univarié ou dans e modèe compet (M3), e coefficient n est pas significatif (p=0.30). On voit ici intérêt d utiiser des variabes objectives de consommation de soins : ees ne sont pas sujettes au biais de mémoire. Les modèes expiquant a consommation conditionnee ne font montre d aucune corréation. Le renoncement au médecin est donc associé à un non-recours tota au médecin au cours des douze derniers mois. Tabeau A1.4 Impact du renoncement sur e recours et es dépenses en généraistes et/ou en spéciaistes Modèe Odds-ratios p-vaue Modèe Coefficients p-vaue Recours Dépenses M1 0,59 0,02 M1-4 0,75 M2 0,49 <0,01 M2-15 0,24 M3 0,54 <0,01 M3-9 0,48 Sources : ESPS 2008, Epas Document de travai n 47 - IRDES - Avri

25 Annexe 2 Estimation contrefactuee du rôe de a CMU-C dans e renoncement aux soins On peut estimer e taux de renoncement pour raisons financières des bénéficiaires de a CMU-C si ce dispositif n avait pas existé grâce à une estimation contrefactuee. L estimation contrefactuee s apparente à un processus de standardisation. L estimation se fait aors en deux étapes. On commence par cacuer es coefficients associés à chaque facteur expicatif du fait de renoncer à partir de échantion des personnes ne bénéficiant pas de a CMU-C. On utiise aors tous es facteurs expicatifs, exceptée assurance compémentaire. Dans un premier temps, on modéise a probabiité de renoncer au sein du souséchantion des personnes sans CMU-C, par es facteurs expicatifs déjà séectionnés pour es modèes d anayse du renoncement, à exception de assurance compémentaire. Ceci permet de ne faire aucune hypothèse sur es iens entre situation individuee (besoin de soins, situation sociae), choix d une compémentaire et renoncement. En particuier, on ne fait aucune hypothèse a priori sur a situation vis-à-vis de assurance qu auraient es assurés CMU-C sans adite CMU-C. Dans un second temps, nous appiquons es coefficients cacués dans a première étape à a popuation des CMUistes, et en dérivons une probabiité «théorique» de renoncer pour chaque individu. La moyenne de ces estimations donne e taux de renoncement théorique des bénéficiaires de a CMU-C s is n avaient pas bénéficié du dispositif. I faut noter que estimation contrefactuee est vaidée par e fait que a popuation des CMU-Cistes n est pas strictement séectionnée seon e revenu ou d autres dimensions du statut socia. Une partie non négigeabe des personnes sous e seui de revenu CMU-C n en disposent pas. La seue hypothèse de a méthode est que a popuation des non CMU-Cistes ne comporte pas de caractéristique inobservée qui a différencie radicaement des CMUistes et qui soit iée au niveau de consommation de soins. Autrement dit, nous faisons hypothèse que es CMUistes ont e même comportement de soins, à caractéristiques données, que e reste de a popuation. Ainsi à caractéristiques données (socio-économiques, niveau d études, état de santé, préférences individuees pour a santé ), un CMU-Ciste, s i ne bénéficiait pas du dispositif, aurait, au fina et toutes choses égaes par aieurs, e même comportement en termes de renoncement aux soins qu une personne n en bénéficiant pas. Les variabes expicatives du modèe sont choisies de façon à expiquer e mieux possibe a probabiité de renoncer et donc éviter un biais ié à une caractéristique non observée. Nous incuons âge, sexe, zone géographique (zeat), état de santé, niveau de revenu par unité de consommation, éducation, score de précarité, origine sociae (e fait que e père de a personne interrogée soit ou ait été chef d entreprise, pour eque nous avons observé un impact négatif significatif sur e niveau de renoncement) et enfin une variabe proxy de aversion au risque issue d une échee anaogique introduite dans e questionnaire. («En matière d attitude à égard du risque, pacez-vous sur une échee de 0 à 10» cette question est issue des travaux de Masson, Arronde et Verger (2004)1). Cette dernière variabe a pour but de prendre en compte es éventuees différences de préférence pour e risque qui pourraient différencier parmi es personnes éigibes à a CMU-C cees qui y adhèrent et es autres, et fausser es résutats de estimation contrefactuee. 1 Arronde L., Masson A., Verger D. (2004). «Les comportements de épargnant à égard du risque et du temps», Insee, Economie et Statistique, n , pp Document de travai n 47 - IRDES - Avri

26 Les résutats de estimation contrefactuee sont es suivants. Sans a CMU, 39,6 % des CMUistes renonceraient à des soins. Is ne sont que 22,1 % dans échantion (cf. graphique ci-dessous). De même, sans a CMU-C, 10,6 % des CMUistes renonceraient à des unettes, aors qu Is ne sont que 6,3 %. Pour ce qui concerne es soins dentaires, sans a CMU-C, 24,8 % des CMUistes renonceraient. Is ne sont que 14,3 %. L écart reatif e pus important concerne es praticiens, pour esques 13,0 % renonceraient aors qu is ne sont que 4,4 % en réaité. Graphique A2 Evauation du taux de renoncement pour raisons financières des CMUistes s is ne bénéficiaient pas de a CMU-C Sources : ESPS 2008, Epas Document de travai n 47 - IRDES - Avri