Bouclier sanitaire : choisir entre égalité et équité?

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1 Document de travai Working paper Boucier sanitaire : choisir entre égaité et équité? Une anayse à partir du modèe ARAMMIS Thierry Debrand (Irdes) Christine Sorasith (Irdes) DT n 32 Juin 2010 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 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 Conseier scientifique: Thierry Debrand Secrétariat de rédaction : Anne Evans Maquettiste : Khadidja Ben Larbi, Franck-Séverin Cérembaut Diffusion : Suzanne Chriqui, Sandrine Béquignon Les jugements et opinions qui pourraient être exprimés dans ce document de travai n engagent que eurs auteurs et non Irdes.

3 Boucier sanitaire : choisir entre égaité et équité? 1 Une anayse à partir du modèe ARAMMIS Thierry Debrand 2 (Irdes) et Christine Sorasith (Irdes) Résumé Cet artice cherche à mesurer, à aide du modèe d Anayse des réformes de Assurance maadie par micro-simuation statique (ARAMMIS), es effets de a mise en pace d un boucier sanitaire financé par a suppression du régime des affections de ongue durée (ALD). Notre étude repose sur a comparaison des conséquences redistributives de différentes règes de bouciers sur es restes à charge des patients dans e secteur ambuatoire en France. Nous attachons une importance particuière aux indicateurs permettant de mettre en évidence es modifications des restes à charge et de mesurer évoution du système en termes d équité. Nous présentons, dans une première partie, e cadre généra du système de santé en France pour mieux comprendre e contexte et es enjeux d une refonte du mode de remboursement ié à Assurance maadie obigatoire. Dans une deuxième partie, nous décrivons es hypothèses retenues, a base de données et e modèe de micro-simuation. Enfin, nous consacrons a dernière partie à a présentation des principaux résutats mesurant impact de a réforme tant au niveau des individus qu au niveau du système. Mots-cefs : Micro-simuation, Dépenses de santé, Restes à charge. Codes JEL : I18, H51, D63. 1 Les auteurs tiennent à remercier es participants aux séminaires de a Paris Schoo of Economics et des mardis de IRDES, du Groink Assurance à IRDES et des Journées des économistes de a santé français. Nous tenons pus particuièrement à remercier A. Evans, B. Dormont et P-Y. Geoffard pour eurs commentaires. Ce travai trouve son origine dans es travaux réaisés par A. Couierot, S. Chambaretaud, T. Debrand et L. Rochaix en 2007 et d une coaboration avec R. Lega. 2 Mai : Debrand@irdes.fr - Té : Document de travai n 32 IRDES Juin

4 OOP Safety Net Threshod: A Choice between Equaity and Equity 3? An anaysis using the ARAMMIS mode Abstract Using the microsimuation mode ARAMMIS, this study attempts to measure the impacts of introducing an out-of-pocket (OOP) maximum threshod or a safety net threshod on consumer copayments for ambuatory care financed by the aboition of the Long-term Iness Regime (ALD) in France. The anaysis is based on a comparison of different safety net threshod rues and their redistributive effect on patients OOP. We attach particuar importance to indicators that bring to ight changes in OOP payment eves and measure their impact on the equity of OOP distribution. The first section outines the French Nationa Heath System to provide a better understanding of the stakes invoved in reforming the heathcare reimbursement rues under the Compusory Heath Care Insurance scheme. In the second section, we describe the hypotheses retained, the data base and the microsimuation mode. The fina section presents key findings measuring the impact of the reform at both individua and system eves. Keywords: Microsimuation, Heath expenditure, Out-of-pocket. JEL codes: I18, H51, D63. 3 The authors woud ike to thank a those that participated in the PSE and IRDES seminars, Groink Insurance at IRDES and the French Heath Economist Days. We woud particuary ike to thank A. Evans, B. Dormont and P-Y. Geoffard for their commentaries regarding the text. This study stems from research carried out by A. Couierot, S. Chambaretaud, T. Debrand and L. Rochaix in 2007 and coaboration with R. Lega. 2 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

5 Introduction En France, e système de protection sociae issu des ordonnances de 1945 constitue un pacte de soidarité entre tous es Français : «I est institué une organisation de a Sécurité Sociae destinée à garantir es travaieurs et eurs famies contre es risques de toute nature susceptibes de réduire ou supprimer eur capacité de gains, à couvrir es charges de maternité ou es charges de famies qu'is supportent». Son objectif est de protéger es individus des risques sociaux iés à a maadie, au travai, à a famie et à a retraite. Concernant pus particuièrement a maadie, e système d Assurance maadie se caractérise par une obigation d assurance à aquee nu ne peut se soustraire et repose sur un principe assez simpe : «On cotise seon ses moyens, on reçoit seon ses besoins». A ce principe s ajoute un certain nombre de dispositifs qui prennent en charge a totaité des dépenses couvertes par a Sécurité sociae (Assurance maadie) pour certaines pathoogies ou circonstances particuières (Affection de ongue durée (ALD), femme enceinte, accident du travai ). De cette ogique découent des caractéristiques spécifiques sur es remboursements : is ne dépendent pas des revenus et de très importants restes à charge (Rac) pour es ménages peuvent subsister (Rac = différence entre a dépense en santé et e remboursement effectué par Assurance maadie). Une première définition des Rac très importants ou «Rac catastrophiques» est associée à une période de maadie qui survient chez e patient dont état de santé, dégradé temporairement ou durabement, induit des soins très onéreux parfois non pris en charge par Assurance maadie. I est aussi possibe de es définir non pas en niveau de Rac, c est-à-dire en vaeur absoue, mais en Rac reatif au revenu (Abu Naga et Lamiraud, 2008). Dans ce cas, es Rac sont quaifiés de «catastrophiques» s is viennent dégrader e niveau de vie du ménage ou s is représentent une part conséquente du revenu du ménage dépassant un certain seui critique (Xu et a., 2003 ; Wagstaff et van Doorsaer, 2003 ; van Doorsaer et a., 2007 ; Pradhan et Prescott, 2002 et Fores et a., 2008). Dans a ittérature économique, pusieurs études ont estimé e niveau de ce seui entre 5 % (Berki, 1986) et pus de 40 % (Xu et a., 2003) seon es pays et es systèmes de protection sociae. Les Rac catastrophiques sont un indicateur de a performance des systèmes d assurance maadie. Is mettent en évidence une couverture insuffisante des risques (Schei-Adung et a., 2006). En effet, une des conceptions de équité dans e système de remboursement consiste à protéger tous es ménages contre de tees dépenses. De pus, i existe un ien entre état de pauvreté et e niveau de ces dépenses excessives (Abu Naga et Lamiraud, 2008). D après Whitehead, Dahgreeb et Evans (2001), augmentation des Rac conduit pusieurs famies à a pauvreté et creuse a pauvreté de ceux qui sont déjà pauvres. Ces charges prennent a pace des dépenses de consommation à court terme et de épargne à ong terme, réduisant ainsi eur bien-être. En France, même si a grande partie de ces dépenses excessives est captée par des dispositifs spécifiques de Assurance maadie, des Rac très importants subsistent (Tabuteau, 2006). Les caractéristiques de a distribution des Rac entre es patients et es inégaités qu ees génèrent ont conduit es décideurs pubics et es économistes à s interroger sur a pérennité d un te système et à imaginer des voies d évoution. L une d ees est de substituer au système des ALD (système qui couvre à 100 % es maades pour es dépenses iées à une pathoogie reconnue), un système de imitations des Rac (Bras, Grass et Obrecht, 2007). Briet et Fragonard (2007) présentent intérêt, es impacts et es imites de a mise en pace d un dispositif de pafonnement du Rac. Seon eux, e système du boucier sanitaire protège es ménages des dépenses catastrophiques ; réduit a renonciation aux soins en protégeant es ménages aux revenus es pus modestes ; et enfin, par son système de pafonnement, simpifie a compexité Document de travai n 32 IRDES Juin

6 actuee des remboursements de Assurance maadie afin de mieux gérer à terme es dépenses gobaes de santé. La forme du boucier dépend donc de a définition retenue pour es Rac catastrophiques : si on retient a première définition des rac catastrophiques, c'est-à-dire en niveaux, i est nécessaire de mettre en pace un boucier uniforme (pafond fixe et unique ne dépendant pas du revenu). Si on retient a deuxième définition, un Rac reatif au revenu, i est nécessaire de mettre en pace un boucier défini en fonction du revenu. Nous définissons a notion d «égaité» dans a distribution des Rac orsque tous es individus sont traités de a même façon. Quant à «équité», nous a définissons comme a notion d «égaité proportionnee», ce qui suggère que tous es individus soient traités de a même façon mais en fonction de eur revenu. Notre étude, qui se pace dans a continuité de ces premiers travaux, a pour objectif de simuer des réformes possibes des remboursements ambuatoires et d en mesurer es impacts en termes de redistribution. Nous attachons donc une importance certaine aux indicateurs permettant de mesurer évoution de équité du système. Dès ors, notre travai est structuré comme suit. Nous présentons dans une première partie e cadre généra du système de santé en France pour mieux comprendre e contexte et es enjeux d une refonte du mode de remboursement ié à Assurance maadie obigatoire. Dans une deuxième partie, nous décrivons es hypothèses retenues, a base de données et e modèe de microsimuation ARAMMIS (Anayse des Réformes de Assurance Maadie par MIcrosimuation Statique). ARAMMIS est un modèe de microsimuation statique exogène que nous avons construit dont objectif est de simuer pusieurs réformes en modifiant es variabes qui interviennent dans e cacu de a charge financière de assuré tees que : e taux de remboursement, es participations financières et a possibiité de supprimer un ou pusieurs cas d exonération. Enfin, nous consacrons a dernière partie sur a présentation des principaux résutats à travers e choix d instruments pour mesurer impact de a réforme tant au niveau des individus qu au niveau du système. 1. Les enjeux de a réforme du système de remboursement Le système d assurance maadie en santé s organise autour de a Caisse nationae d assurance maadie. Du côté des ressources, à origine, e système était d essence bismarckienne, avec des cotisations qui reposaient principaement sur e saariat. Vers e miieu des années 1970, avec e déveoppement d un chômage de masse, a diminution de a part des saaires dans e revenu nationa, e vieiissement de a popuation et une certaine recherche de justice sociae, e système a évoué vers une ogique pus beveridgienne. Ses ressources reposent effectivement de pus en pus sur impôt (Paier, 2005). Le système est majoritairement financé par es cotisations sociaes préevées sur es saaires, et des impôts et taxes dont fait partie a contribution sociae généraisée (CSG). Cet impôt créé en 1990, concourt à approximativement 30 % des ressources de Assurance maadie. Ainsi, es assurés contribuent au système de financement seon eur revenu et non pas seon eur risque, cea peut s appréhender comme un mécanisme de redistribution qui devrait garantir une certaine égaité des assurés face aux dépenses iées à a maadie. Les contributions permettent de prendre en charge une partie des dépenses de soins de ensembe des assurés. L autre ressource du système est e «nonremboursement» d une partie des dépenses (cf. Ebaum, 2008, pour une présentation pus précise des différents modes de participation financière des patients à eur dépense maadie). Depuis e début des années 2000, a part remboursée par e système d assurance maadie est reativement stabe, 65 % des dépenses hors hôpita, même si es dernières statistiques 4 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

7 montrent une égère diminution. Cette reative stabiité dissimue en fait de profondes modifications qui ont eu ieu sous effet de deux dynamiques contradictoires. La première est e déveoppement de a participation financière des patients qui diminue a part coectivisée. La seconde est a couverture à 100 % de pus en pus d assurés par e système des ALD. Cette doube dynamique engendre une réorientation de a nature même du système de remboursement. La stabiité est obtenue par une séection des risques : e système couvre moins bien es petits risques par une augmentation de a participation financière des patients et, a contrario, i prend en charge une meieure couverture des risques, des dépenses, pour es pus maades. Cette séection des risques conduit, au fi du temps, à une remise en cause «non avouée» du pacte de 1945 qui modifie fortement es caractéristiques redistributives du système Assurance maadie : augmentation des dépenses et de a participation financière des patients Dès origine de Assurance maadie, es concepteurs du système avaient instauré une participation des patients à eurs dépenses de santé avec e ticket modérateur. Appiqué de manière identique à tous es assurés, i peut engendrer un impact négatif sur accès aux soins. Le concept, inspiré du système aemand, apparaît dans es débats parementaires français dès 1928, mais ne sera créée qu à a naissance de a Sécurité sociae en I trouve sa justification à a fois dans une voonté de réduction des remboursements d assurance maadie et dans une responsabiisation des assurés afin de réduire aéa mora ex-post. Mais sous effet du progrès technoogique, des habitudes de consommation et de recours aux soins et pour une part moins importante de effet du vieiissement, es dépenses de santé ne cessent de croître à un rythme pus important que a richesse nationae (Dormont, 2009). Les dépenses de santé ont augmenté pus rapidement que es recettes (Ebaum, 2008). Depuis 1950, es gouvernements successifs ont initié pusieurs pans de redressement. Les pans Vei, Barrot, Seguin, Evin, Bianco, intervenus entre 1967 et 1995 agissaient sur augmentation des préèvements, es déremboursements, augmentation du ticket modérateur ou a création du forfait hospitaier. Ces réformes se sont putôt révéées financièrement inefficaces (e déficit budgétaire de Assurance maadie existe toujours) et putôt injustes sociaement (ees ont touché de manière équivaente es individus que que soit eur revenu). Par a suite, es gouvernements ont présenté des réformes pus structurees ayant pour but a réguation du système de santé et a modification du comportement des acteurs (ordonnances de Juppé en 1995). Le Pan Douste-Bazy en 2004 met en pace instauration du forfait de 1, e passage du forfait hospitaier de 12 à 16 et e parcours de soins autour du médecin traitant. Puis ont suivi en 2006, instauration du forfait 18 pour tous, es actes supérieurs à 91 et, en 2008, instauration de a franchise médicae sur es médicaments, es soins paramédicaux et es transports. Toutefois, i ne faut pas oubier qu une diminution de a prise en charge coective permettant de rééquiibrer pus ou moins es déficits peut engendrer des risques de renonciation aux soins des assurés es pus pauvres et d augmentation importante des Rac pour es pus maades. Document de travai n 32 IRDES Juin

8 1.2. Assurance maadie et couverture des risques médicaux et sociaux Pour faire face à ces deux risques, i existe trois principaux systèmes de couverture des risques. Ces couvertures peuvent être d ordre «pubic» ou «privé». Le premier type d assurance, qui est d ordre «pubic», est a couverture maadie universee (CMU). Ee permet aux pus démunis, es personnes ayant un revenu mensue par unité de consommation inférieur à 598, de voir eurs dépenses de santé 4 couvertes à 100 % et donc de n avoir normaement pas de Rac. Les effets de cette couverture ne sont pas anaysés dans ce travai. Le deuxième type de couverture, d ordre «privé», concerne es assurances compémentaires santé. Ees viennent compéter es remboursements de maadie offerts par e régime obigatoire 5 (Grignon, Perronnin et Levis, 2008). Même si 93 % des Français ont une assurance compémentaire (dont 7 % grâce à a CMU), es ménages sans compémentaire sont souvent es pus modestes et es pus fragies. Une voonté d étabir un transfert des remboursements de assurance obigatoire vers es assurances compémentaires pourrait avoir comme conséquence augmentation des inégaités et e renforcement de effet de seui ié à a CMU. L instauration de Aide à a compémentaire santé (ACS) vise à imiter cet effet de seui (Grignon et Kambia- Chopin, 2009). De pus, i ne faut pas oubier que es assurances compémentaires sont payées directement ou indirectement 6 par es individus et que toutes es prestations suppémentaires prises en charge par ces assurances privées se traduisent rapidement par des augmentations de tarifs payées par es assurés. Ceci est d autant pus probématique que es primes ne sont pas proportionnees aux revenus. Enfin, e troisième type de couverture, d ordre «pubic», que nous aons étudier pus précisément dans ce travai, est ceui du régime des ALD. Les individus atteints d une maadie chronique sont couverts à 100 % pour es dépenses reatives à cette affection. Le régime généra s appique pour eurs autres dépenses de santé. Le régime des ALD n est pas un concept médica mais médico-administratif. Son objectif est d une part économique, afin de pouvoir neutraiser es dépenses «catastrophiques» iées à a maadie, et d autre part médica, pour assurer un meieur suivi des maades reconnus en ALD. La iste des maadies reconnues ne recense pas toutes es maadies graves et onéreuses mais putôt cees dont a thérapeutique peut être coûteuse et e traitement proongé. L admission de patients au titre de ALD augmente chaque année de 3,5 % (Païta et Wei, 2009). Ce régime génère actueement 62,3 % des remboursements de Assurance maadie aors que seus 14,6 % des assurés sont concernés, soit 8,3 miions de personnes (Païta et Wei, 2008) et représentera pus de 70 % des dépenses en 2015 (Obrecht, 2009). Magré son utiité et son importance dans a prise en charge, e régime des ALD n est pas sans défaut. Premièrement, i présente des effets ciquets : peu d individus sortent «voontairement» du régime. Deuxièmement, es maadies couvertes par es ALD sont très hétérogènes et i n y a pas de corréation entre e coût, a gravité et appartenance au régime des ALD. Troisièmement, i peut être source d inégaités. C est un médecin face à un patient dans un environnement spécifique qui décide du fait ou pas d être en ALD. Et enfin, i ne résout pas compètement e probème des Rac catastrophiques pour ensembe des maades en ALD (Geoffard, 2006). 4 Les professionnes de santé sont obigés d appiquer des tarifs opposabes aux Cmuistes (prix fixé par Etat sans possibiité de dépassements d honoraire). 5 Les assurances compémentaires offrent une couverture incompète. Ees ne prennent pas en charge es franchises, par exempe. 6 Par exempe a cotisation empoyeur. 6 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

9 Ce doube constat : dynamique tendanciee à augmentation du nombre de personnes en ALD et subsistance de Rac importants, conduit à réféchir à évoution du système actue (Bras, Grass et Obrecht, 2007). L une des possibiités est de substituer au régime des ALD, un système de imitations des Rac. Briet et Fragonard (2007) proposent e boucier sanitaire, un dispositif de pafonnement du Rac qui existe dans de nombreux pays européens. 2. Une réforme : hypothèses, outis de simuation et champs L idée du boucier sanitaire repose donc sur instauration d un système de pafonnement du Rac, c est-à-dire une prise en charge du remboursement à 100 % des dépenses une fois e pafond fixé atteint et ques que soient a maadie et e motif de soin. Le but fina serait de trouver un système de remboursement équitabe qui n ait pas pour seu objectif de imiter a croissance des dépenses de santé au point de pénaiser es maades. En Europe, es pays tes que a Suisse, Aemagne, a Suède, es Pays-Bas et a Begique, ont déjà mis en pace un système de pafonnement des Rac gobaement ou par secteur (Chambaretaud et Hartman, 2007). La Begique et Aemagne présentent des pafonds en fonction du revenu annue du ménage. Dans ces pays où e système de pafonnement consiste à responsabiiser a demande de soins, intervention des assurances compémentaires est imitée, interdite en Suisse et inexistante aux Pays-Bas et en Suède. Contrairement à ces pays, a France sembe en retard sur ce questionnement mais présente de très nombreux mécanismes de protection cibés en fonction de état de santé (assurés en ALD) ou du statut (femmes enceintes, invaides, accidentés du travai etc.). Ces deux ogiques (système généra avec boucier ou poitiques cibées) ne sembent pas compatibes 7. Dans es pays européens, un autre critère que e revenu peut intervenir dans a définition du pafonnement, état de santé. En Aemagne et en Begique, des dispositifs spécifiques sont prévus pour es patients atteints de maadies chroniques sans qu i y en ait une iste prédéterminée Des hypothèses de boucier Les réformes que nous aons tester ont donc pour hypothèses a disparition du système des ALD, a création d un boucier sanitaire et a neutraité assurantiee ( assurance maadie ne perd ni ne gagne à a réforme). Mathématiquement, e programme d optimisation du pafond consiste à trouver e montant du pafond qui vérifie a condition d équiibre suivante : RAC actue RAC boucier 0. i Avec i représentant es assurés présents dans notre base. Cette condition d optimisation nous permet de nous focaiser uniquement sur e caractère redistributif des Rac cacués avec a rège de pafonnement. Le pafond du boucier est défini comme e seui qui protège assuré contre es «dépenses catastrophiques» car, au-deà de ce seui, es dépenses seraient prises en charge à 100 %. Pour es anayses, nous avons fait e choix de financer e boucier uniquement par une remise en cause du système des ALD. En particuier, nous ne modifions pas e mode de prise en charge ié à a CMU. Toutes nos anayses prenant en considération e revenu se font audessus du seui de a CMU. i 7 Toutefois, dans tous ces pays, i existe des mécanismes de protection cibés pour es femmes enceintes et es personnes âgées. Document de travai n 32 IRDES Juin

10 Dès ors, seue a forme et a ogique du boucier changent. Nous proposons d étudier trois types de bouciers différents. Le boucier uniforme (BU) appique uniformément à tous es assurés un pafond unique que que soit eur revenu. Cea pourrait s apparenter à un système de garantie stop oss proposé par certains assureurs privés aux Etats-Unis (Cuter et Zeckhauser, 2000). Dans e cadre du débat français, cette proposition de «franchise maadie» a été avancée par Simon 8 (2007) : Paf BU rev. BU uc Le boucier en fonction du revenu (BFR) accorde à chaque assuré un pafond cacué en fonction de son revenu annue par unité de consommation (échee CMU). La rège de proportionnaité s écrit de a façon suivante : Paf BFR BFR rev seui. uc cmu Le boucier en fonction du revenu avec un effet margina croissant (BFRM) se base sur a rège précédente mais accroît de manière marginae e coefficient de proportionnaité en fonction du découpage des revenus par paier. Le boucier est donc croissant et progressif en fonction des revenus : Pus es individus sont riches, pus e pafond à atteindre pour être remboursé à 100 % sera marginaement éevé : Si e revenu est inférieur à : 1 Paf rev seui BFRM BFRM uc cmu Si e revenu est compris entre et : 2 1 Paf Paf 2 rev BFRM. BFRM BFRM Si e revenu est compris entre et : 3 2 Paf Paf 3 rev BFRM BFRM Si e revenu est supérieur à : 4 3 Paf Paf 4 BFRM Paf BFRM rev BFRM BFRM 4 i BFRM Paf BFRM i 1. uc uc uc 2400 Les coefficients des différents bouciers BU, BFR et BFRM sont cacués pour garantir a neutraité assurantiee des différentes réformes. Ces trois bouciers répondent à des ogiques différentes. Le BU pose hypothèse que tous es individus sont traités de a même façon que que soit eur revenu. I respecte ainsi e principe d uniformité du pacte de 1945 et assure un «risque maxima» identique à tous es individus pour protéger es assurés contre des Rac très importants. Cependant, e BU ne tient pas compte de a disposition contributive des individus ; i engendre un taux d effort pus important pour es individus es pus modestes que pour es pus aisés. Seon a vaeur du pafond du BU, i ne protégera donc pas es individus es pus modestes contre des Rac 8 La proposition de Simon (2007) était pus ambitieuse, ee supposait a substitution des modaités de prise en charge actuee (remboursement de assurance maadie+ticket modérateur) par une franchise unique. Dans ensembe de nos simuations, nous avons conservé e système actue de remboursement pour n observer que effet de a disparition du système des ALD. Cette simuation pourrait être envisagée dans e futur. 8 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

11 catastrophiques reativement à eur revenu. Le BFR et e BFRM recherchent à égaiser, non pas e pafond du boucier, mais es taux d effort des individus en moduant e pafond du boucier en fonction du revenu. Le BFR et e BFRM diffèrent dans a prise en compte des revenus dans e cacu du boucier. Pour ces deux bouciers, e pafond sera croissant en fonction du revenu, mais pour e BFRM, cette croissance n est pas inéaire 9 (i sera pus faibe pour es pus modestes et pus éevé pour es pus riches que dans e cas du BFR). Pour tenir compte de état de santé, ce qui est par exempe e cas en Aemagne, nous simuons aussi des règes de boucier qui distinguent a popuation ALD des non ALD (nous utiisons ici indicateur être en ALD comme un proxy de état de santé). Chacune de ces règes aura donc une variante qui tient compte du titre ALD de assuré. Le seui ou coefficient de proportionnaité sera deux fois moins important pour a popuation en ALD. I peut paraître surprenant d utiiser e critère ALD dans a rège du boucier aors que, par hypothèse, ceui-ci est supprimé. L idée n est pas de reprendre e régime des ALD dans a définition d une rège de boucier mais de pouvoir utiiser un critère médica pour tenir compte de état de santé des assurés es pus maades L intérêt de a microsimuation en santé Les modèes de microsimuation se révèent efficaces pour mener à bien des anayses étudiant des modifications de règes administratives ou fiscaes sur es agents ; ce qui est e cas avec e boucier sanitaire. En effet, a microsimuation est une méthode d investigation conduite à partir d un échantion représentatif d unités microéconomiques. Les fondements de a méthode de microsimuation appiquée à anayse des poitiques économiques et sociaes ont été définis dès a fin des années 1950 par Orcutt (1957). Son objectif est d étudier évoution d un système, impact d une nouvee réforme en utiisant es caractéristiques de ces unités. Ainsi, un modèe de microsimuation part d une base de données individuees et agrège es résutats obtenus pour chacune des unités afin d étudier e système dans son ensembe. Généraement, deux principaux types de modèe de microsimuation sont distingués, es modèes statiques et dynamiques 10 (Legendre, Lorgnet et Thibaut, 2001). Les modèes statiques, ce qui est e cas pour notre anayse, utiisent une base de données en coupe en une date t. Is sont principaement utiisés pour mesurer effet immédiat ou à court terme d une réforme fiscae ou sociae. Is permettent ainsi de simuer de nouvees réformes et d estimer es effets redistributifs au niveau individue ainsi que es impacts macroéconomiques. Ces modèes d aide à a décision pubique sont fréquemment utiisés dans es pays ango-saxons (pour une présentation pus générae voir Gupta et Harding, 2007). Les poitiques de santé ont été un des domaines d appication des modèes de microsimuation (Breui-Grenier, 1999). Maheureusement, en France, même si queques modèes ont montré intérêt de cette méthode pour a compréhension du système de santé (Lachaud, Largeton et Rochaix, 1998), i n existe pas de modèe pérenne. Notre modèe ARAMMIS répond à ce manque. Pus précisément, un de nos objectifs est de créer un modèe de microsimuation qui puisse être à a fois pérenne, faciement manipuabe, et prendre en compte pusieurs variabes de décisions afin de simuer une diversité de réformes possibes. 9 Mathématiquement, a dérivée seconde du Pafond BFR en fonction du revenu est égae à zéro aors que cee issue du Pafond BFRM est positive. 10 Les modèes dynamiques utiisent des données transversaes ou ongitudinaes et prennent en compte évoution démographique des «micro-unités». Les caractéristiques de chaque individu sont actuaisées à chaque période sur a base d hypothèses d évoution (matrices, équation de transition, règes institutionnes ). Ainsi e nombre d unités évoue dans e temps par a prise en compte des mariages, naissances, décès. Les modèes dynamiques se déveoppent principaement dans e cadre de poitiques pubiques de ong terme (réforme sur es retraites, modèes démographiques détaiés ). Document de travai n 32 IRDES Juin

12 Nous avons choisi de construire un modèe de microsimuation statique exogène. Le modèe est statique car i nous permet d évauer a réforme en caractérisant a distribution de a charge financière avant et après sa mise en pace sur une année donnée sans modification de a structure de a popuation. De pus, i est exogène car i ne prend pas en compte a modification du comportement de assuré face à a nouvee réforme. L aéa mora n est pas contrôé, on supposera donc simpement que es individus ont un comportement inchangé La base de données Pour construire notre base de travai, nous avons utiisé es données de a base de Enquête Santé et Protection Sociae (données socio-économiques) et de Echantion Permanent d Assurés Sociaux (données sur a consommation médicae) en Concernant es données de Epas, nous sommes remontés au niveau e pus désagrégé (c est-à-dire au niveau de chaque consommation pour chaque individu) afin de pouvoir recacuer es variabes de remboursement et de Rac iées à hypothèse de suppression des exonérations du régime des ALD. Les nouvees données simuées portent principaement sur : e montant remboursé, e ticket modérateur, e dépassement et e Rac de assuré. Après avoir fusionné es données de Epas avec es données Esps 2006, nous avons écarté de notre champ d étude es nonconsommants et es individus éigibes à a CMU. Notre base finae présente individus. Notre étude se restreint aux prestations faites dans e champ ambuatoire hors dépassement d honoraires. Les modes de remboursement et de participations financières des patients sont très différents orsqu is s appiquent aux soins de vie ou aux soins hospitaiers. En effet, concernant es soins es moins coûteux associés à a médecine de vie, a prise en charge reste imitée. En revanche, es soins hospitaiers et notamment ceux associés aux maadies graves et coûteuses sont reativement bien pris en charge comme dans es autres pays d Europe. De pus, e champ hospitaier capture es dépenses es pus importantes mais ne concerne que 10 à 15 % des assurés, aors que pus de 85 % des individus ont un recours à ambuatoire. Créer une rège de pafonnement en cumuant es dépenses totaes éèverait e seui du pafond et, par conséquent, pourrait pénaiser es assurés n ayant pas recours aux soins hospitaiers. Dès ors, es soins ambuatoires ne seraient quasiment pus remboursés. Cette séection du risque pourrait remettre en cause acceptabiité générae du système. Nous nous sommes donc attachés aux discipines concernant e champ ambuatoire tees que es actes chez es praticiens, es auxiiaires de santé, es actes en bioogie, a pharmacie ou es transports. De pus, nous travaions sur e Rac du patient hors dépassement d honoraire. En effet, actueement, es dépassements ne sont pas pris en compte par Assurance maadie dans es remboursements. Nous avons donc préféré rester dans ce cadre. De pus, i est possibe de se demander si e fait de tenir compte du dépassement dans a rège du boucier ne pourrait pas conduire à générer de aéa mora du côté du patient, dans a non-maîtrise de ses dépenses de santé, et du côté du médecin, dans augmentation de ses honoraires. 3. Evauer es réformes : de «qui perd gagne?» aux caractéristiques redistributives du système d assurance maadie Pour anayser es effets que pourrait avoir cette réforme, nous déveopperons notre anayse en trois temps. Nous présentons, dans un premier temps, es résutats gobaux des différents scénarios. Puis, dans un deuxième temps, nous anaysons qui sont es gagnants et es perdants. Enfin, nous observons ques sont es effets sur es caractéristiques en termes d équité du système. 10 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

13 3.1. Premiers constats Dans un premier temps, nous nous intéressons aux caractéristiques de a distribution des Rac actues Le Rac moyen est de 223, e maximum est de 3 607, et d écart-type éga à 254 (tabeau 1), ce qui suggère une très grande dispersion des Rac. De pus, i est constant en fonction des décies de revenu (figure 1). Dès ors, e taux d effort, e rapport du Rac sur e revenu annue, décroît en fonction du revenu (figure 2). I est environ 3 fois pus éevé pour es individus du 1 er décie par rapport à ceux du dernier décie. Les Rac sont faibes pour a majorité de a popuation et très éevés pour une petite part d entre ee (fig. 3). Les Rac se concentrent sur un petit nombre de personnes (figure 4) : 10 % de a popuation supportent 40 % des Rac. Les premiers résutats descriptifs nous permettent d avoir des critères de comparaison entre a situation actuee et seon e boucier retenu (tabeaux 1 et 2). Les coefficients permettant de cacuer es vaeurs des bouciers sont es suivants : BU = 544, BFR = 0.092, BFRM =0.078, et pour es cas tenant compte du critère ALD, es coefficients pour es individus «Non ALD» sont es suivants : BU = 804, BFR = 0.138, BFRM = Is sont deux fois pus petits pour es individus en ALD. Comme attendu, es coefficients des bouciers vont être pus éevés pour es «Non ALD» orsque on prend en considération e critère des ALD. I existe une compensation des «Non ALD» vers es ALD. Ces coefficients nous permettent de cacuer es vaeurs absoues et reatives des bouciers (tabeau 1-bis). Ainsi, a vaeur absoue du boucier uniforme ne dépend pas du revenu aors que sa vaeur reative est décroissante en fonction du revenu. Cea signifie que es ménages es pus aisés auront des Rac reativement moins éevés que es individus es pus modestes. Contrairement au boucier uniforme, es vaeurs absoues des bouciers BFR et BFRM sont croissantes en fonction du revenu. En ce qui concerne es bouciers en fonction du revenu, es ménages es pus modestes auront des vaeurs absoues et reatives du boucier BFRM inférieures à cees cacuées pour e boucier BFR. Inversement, pour es ménages es pus aisés es vaeurs reatives et absoues du boucier BFRM seront supérieures à cees du boucier BFR. Si on prend en considération e critère ALD, ce qui est norma, es vaeurs des bouciers (BU, BFR et BFRM) sont toujours deux fois pus faibes pour es individus en «non ALD» que pour es individus ALD. La moyenne des Rac pour chaque boucier étant d environ 223, a condition d équiibre, de neutraité assurantiee est vérifiée. En effet, a moyenne des pertes et des gains est égae à 0 pour es différents bouciers, ee ne fait ni perdre ni gagner Assurance maadie. En ce qui concerne es autres statistiques descriptives, e maximum des Rac est éga au pafond pour es BU aors que es maxima peuvent être pus importants pour es bouciers en fonction des revenus (BFR = et BFRM = ). Les écarts-types évouent aussi fortement seon es bouciers. L hétérogénéité se réduit avec es BU et es BFR aors qu ee a tendance à augmenter pour e BFRM. Que que soit e type de boucier, a proportion de perdants et de gagnants est assez faibe, entre 20 et 25 % 11. I y a pus d assurés qui vont être neutres à a mise en pace du boucier uniforme ; es pafonds sembent assez éevés et une grande partie des individus ne es atteint pas. La proportion d individus impactés augmente si on prend en considération e revenu dans a définition des bouciers et a proportion de gagnants devient supérieure à a proportion de perdants (BU : 9,6 % de gagnants et 10,9 % de perdants - BFRM : 14,1 % de gagnants et 11 Seon es hypothèses que nous avons retenues, es perdants ne peuvent être que des individus en ALD. Par contre, cea ne signifie pas que tous es individus en ALD sont perdants. Document de travai n 32 IRDES Juin

14 10,1 % de perdants). Si on se concentre sur a popuation en ALD, a proportion de neutres est quasi nue quees que soient es réformes envisagées. Is sont principaement perdants mais entre 15 et 27 %, is sont gagnants. Les Rac augmentent en moyenne de 62 pour e BU et de 232 pour e BFRM avec ALD. Pour mieux anayser a redistribution, on définit, I1 a moyenne des redistributions et I2 écarttype des redistributions, comme suit : 1 I1 RAC actue RAC réforme ; n i 1 2 I 2 RAC actue RAC réforme. n i I1 met en évidence que a moyenne des redistributions est d autant pus grande que e boucier tend à considérer e revenu. I en est de même pour I2. Les redistributions sont pus importantes en ce qui concerne es «ALD». D après es indicateurs I1 et I2, a redistribution des Rac est d autant pus importante chez es ALD que chez es non ALD orsque es bouciers sont en fonction du revenu. La distribution des Rac en fonction des décies de revenu change pour es bouciers BFR et BFRM aors que, pour BU, a courbe reste proche de a courbe des Rac actues, c'est-à-dire constante en fonction des décies de revenus (figure 1 à figure 4). Pour es bouciers en fonction du revenu, es Rac sont croissants en fonction des décies de revenu, es individus es pus pauvres auront un Rac pus faibe qu actueement et respectivement pus éevé pour es individus es pus riches (figure 1). Les taux d effort avec boucier en fonction du revenu ont donc tendance à s apatir et former une «coche» contrairement à a courbe du taux d effort avec boucier uniforme qui reste inchangée par rapport au taux d effort actue. Les écarts entre es décies de revenu sont moins importants avec es bouciers en fonction du revenu. La distribution des Rac, avec a prise en compte du critère ALD, change essentieement pour es BU avec apparition d un deuxième mode qui correspond à a vaeur du boucier, 504 et de deux autres modes pour e BU avec ALD, 402 et 804 (figure 3) Qui perd? Qui gagne? Et combien? Ces premiers résutats nous incitent à regarder pus en détai ques sont es déterminants d être gagnant ou perdant de a réforme mise en pace et es montants transférés. Dans un premier temps, nous avons estimé à aide d un modèe de régression ogistique a probabiité d être gagnant et a probabiité d être perdant (tabeau 2). Pour es trois bouciers, es estimations montrent que effet de âge, e fait d être une femme et d avoir une compémentaire santé augmentent a probabiité d être gagnant aors que e fait d être en ALD et d avoir un état de santé dégradé jouent au contraire négativement sur a probabiité d être gagnant. I existe un effet non inéaire de âge sur es Rac. De pus, nous retrouvons bien dans es résutats a différence qui distingue e BU du BFR et du BFRM en ce qui concerne effet du revenu. Ceui-ci est neutre pour e BU et significativement non inéaire pour e BFR et e BFRM. Par aieurs, seu e fait d être en ALD a un effet significativement positif sur a probabiité d être perdant. Quant à effet du revenu, i devient significativement positif pour e BFR et e BFRM : es individus auront une pus grande probabiité d être perdants orsque eur revenu est éevé et que e boucier est modué en fonction du revenu. Dans un deuxième temps, nous avons estimé à aide d un modèe de régression inéaire es montants de gains et de pertes (tabeau 3). Pour e BU, es gains seront d autant pus 12 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

15 importants que individu est jeune, est une femme et a une compémentaire santé. Pour e BFR et e BFRM, effet du revenu est significatif et est pus important pour e BFRM. Le statut ALD est significativement négatif pour ces deux bouciers : un individu en ALD aura moins de gains qu un individu non ALD. L état de santé est significatif uniquement pour e BFRM. L effet sur état de santé est négatif et croissant. Par conséquent, un individu gagne d autant moins qu i a un état de santé dégradé. En ce qui concerne e montant des pertes, e coefficient estimé pour e statut ALD devient positif et est très éevé pour es trois bouciers, es pertes sont d autant pus importantes que es individus sont en ALD. Pour e BFR et e BFRM s ajoute un effet positif du revenu. En effet, cea montre que es pertes sont d autant pus grandes que e revenu de individu est éevé Anayse de équité et de a redistributivité L anayse en termes d équité est compémentaire de ces premières anayses descriptives. L une des motivations de ces anayses sur es bouciers est a recherche d une meieure équité redistributive et de couverture des risques du système d assurance maadie. Pour a mener à bien, nous utiisons trois méthodes différentes : indicateur de Kakwani, a méthode ALJ de décomposition de effet redistributif et a dominance stochastique d ordre 2. L indice de Kakwani Les pus anciennes des mesures d équité utiisent a différence entre indice de Gini avant et après une réforme ou instauration d une taxe pour mesurer effet de redistribution (Musgrave et Thin, 1948). Cet effet est défini comme une réduction du coefficient de Gini. Kakwani (1977) montre que cette mesure ne prend en considération que effet redistributif mais n apporte pas d information sur sa progressivité. I ne distingue pas a différence entre effet d un changement du taux moyen de a taxe et a progressivité de a distribution des revenus. L indice de Kakwani est a différence entre a courbe de concentration des Rac ( C Rac ) et a courbe de concentration des revenus ( C Re v ). Pour mesurer effet d une réforme, nous cacuons a différence des indices de Kakwani avant et après réforme, a différence entre e coefficient de Gini avant et après une réforme, donc : Racavant Racaprès C Rac C avant v CRac C après Rev CRac C avant Racaprès Re. Lachaud, Largeton et Rochaix (1998) stipuent que «indice de Kakwani mesure écart à a proportionnaité d un système de contribution par rapport aux ressources des contribuabes». Wagstaff et a. (1999) ont quantifié a régressivité ou a progressivité d un système de santé en utiisant cet indice. Ainsi is montrent que a redistribution apportée par e système d assurance maadie va des pus pauvres vers es pus riches aux Pays-Bas ; aors que a redistribution va des pus riches vers es pus pauvres en Grande-Bretagne et au Etats-Unis. L indice de Kakwani cacué sur a situation actuee est négatif (tabeau 4). Le système de remboursement est donc régressif ou «pro riche», c'est-à-dire que es Rac se répartissent par rapport aux revenus en faveur des pus riches (Wagstaff et a., 1999). Autrement dit, es pus pauvres supportent proportionneement pus de Rac reativement à eur revenu que es pus riches. L indice de Kakwani après a réforme diffère en fonction des bouciers, aant de pour e BU, à pour e BFRM 12. La régressivité du système est accentuée avec un boucier uniforme et cet effet s atténue orsque e boucier considère inégaité des revenus. Les bouciers BFR et BFRM font un transfert des Rac qui est pus favorabe aux bas revenus, contrairement au boucier uniforme, qui accentue e transfert en faveur des pus riches. Si on 12 Pus e coefficient se rapproche de 0, pus e système sera redistributif. Document de travai n 32 IRDES Juin

16 tient compte du critère ALD, es caractéristiques du système (progressivité ou régressivité) ne sont pas modifiées. Par aieurs, anayse graphique des courbes de concentration des Rac et du revenu vient confirmer nos résutats (Figure 5). La courbe des Rac actues se superpose à a bissectrice. C est une situation égaitaire mais inéquitabe dans aquee es individus supportent de a même façon es Rac quees que soient eurs ressources. La courbe des Rac avec BU se superpose à cee des Rac actues???. En effet, es Rac ne dépendent pas du revenu. En revanche, avec es bouciers BFR et BFRM, es courbes de concentrations restent majoritairement au-dessus de a courbe des revenus mais s en rapprochent. Le système reste toujours régressif mais devient moins inéquitabe. De pus, pour 20 % de a popuation aux revenus es pus faibes, a somme cumuée des Rac est proportionneement moins importante que a somme cumuée de eur revenu (Figure 5). Les règes de bouciers en fonction du revenu favorisent es pus pauvres. Pour cette popuation, e système devient progressif. L anayse ALJ Cependant, une des hypothèses de Kakwani est que chaque personne ayant e même revenu fait face à a même taxe. Mais a réaité est bien pus compexe. Aronson, Johnson et Lambert (1994) montrent que a différence des indices de concentration avant et après réforme peut s écrire de a manière suivante (a décomposition AJL) : g RE V H R K H R. 1 g Où V est équité verticae, H équité horizontae, R e degré de recassement. L effet vertica peut aussi se décomposer avec g e taux moyen de a taxe et K indice de progressivité de Kakwani qui mesure étendue de a distorsion des revenus avant financement de a taxe. En ce qui concerne anayse des systèmes d assurance maadie, V mesure effet vertica de a redistribution. I dépend de a progressivité mais aussi du taux moyen g qui est a part contributive de a dépense moyenne de santé sur e revenu. Pus e taux moyen est grand, pus effet de redistribution sera grand. L effet vertica montre comment es ménages ayant des revenus différents sont affectés par e mode de remboursement. L effet horizonta mesure inégaité générée parmi es ménages ayant e même revenu, aors que e recassement quantifie e changement de position dans a distribution des Rac induits par a réforme (Zhong, 2009). L hypothèse sous-jacente au boucier sanitaire (en fonction du revenu) est de modifier a distribution des Rac pour qu ee prenne en considération inégaité issue de a distribution des revenus. Dès ors, i s agit de rendre a distribution des Rac pus inégae pour se rapprocher d une situation d équité verticae. I est donc nécessaire d obtenir un effet vertica e pus grand possibe 13 (parce V est négatif). Du point de vue de équité verticae en santé, es «inégaux» doivent être traités différemment. Les individus ayant des revenus différents ne doivent pas avoir es mêmes remboursements et donc avoir des Rac différents. 13 Ce raisonnement est inverse comparé à anayse des systèmes d imposition sur e revenu où un effet vertica important signifie que a courbe des revenus après imposition se rapproche d une situation pus égaitaire et donc pus équitabe dans ce cas. 14 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

17 L effet horizonta mesure équité entre es groupes d individus ayant e même revenu. H est mesuré comme a somme pondérée des indices de Gini des revenus diminués des Rac sur des sous-popuations ayant e même revenu. Ee est définie comme suit : H G. j j j rac après j Où G rac après indice de Gini des revenus diminués des Rac seon es différents bouciers du groupe d individus j ayant e même revenu et j e produit de a proportion de a popuation dans e groupe k et de a proportion des Rac du revenu après e boucier associé. Par construction, a composante H est définie comme non négative. Donc équité horizontae peut seuement réduire a redistribution et non accroître. Les individus qui ont des ressources simiaires doivent avoir e même niveau de remboursement. L effet horizonta est un indicateur qui refète a manière dont es égaux sont traités. Dans une recherche d équité, H doit être e pus grand possibe. La composante R capture effet de recassement dû aux changements survenus orsqu on passe de a distribution des Rac avant et après réforme. I est mesuré par : R G rac C après rac après Où Grac après est indice de concentration du revenu diminué des Rac et C rac après est indice de concentration des Rac après instauration d un boucier cacué en cassant es individus par sous-popuation ayant e même revenu et puis par niveau de Rac à intérieur de chaque souspopuation. La composante R ne peut être négative. Ee s apparente à indicateur de recassement d Atkinson-Potnick (Atkinson, 1980 et Potnick, 1981). Si objectif souhaité est de redistribuer es Rac pour es rendre pus équitabes, aors i est nécessaire de maximiser cet indicateur. Pour cacuer R, i est donc nécessaire de définir des intervaes de revenu. La argeur de ces intervaes détermine ampeur de effet horizonta et de recassement (van de Ven, Creedy et Lambert, 2001 et Biger, 2008). Pus a argeur de bande sera grande, pus effet horizonta sera faibe (du fait de a taie des groupes de sous-popuation), et pus effet de recassement sera grand (du fait d un nombre de sous-popuations pus important). C est a raison pour aquee nous avons cacué cette décomposition avec 4 ongueurs d intervaes différents 14. L effet de redistribution (RE) actuee est négatif (tabeau 4). Cea signifie que a redistribution iée au système de cacu des Rac par rapport aux revenus se fait en faveur des pus riches (Van Doorsaer et a., 1999). Si on regarde es répartitions actuees entre V, H et R cacuées à partir d un intervae de revenu représentant es centies, effet vertica représente 66 % de a redistribution, effet horizonta 12 % et effet de recassement 27 % (pour une argeur d intervaes égae à 100). Concernant impact de a distribution après a mise en pace des bouciers, avec e BU, a redistribution (RE) est proche de cee cacuée sur a situation actuee. Par contre, pour es bouciers en fonction du revenu, BFR et BFRM, es vaeurs de a redistribution augmentent mais restent négatives. De pus, seon es bouciers, es vaeurs représentant équité verticae (V), équité horizontae (H), et e degré de recassement (R) évouent. Ainsi avec e BU, par rapport à a situation actuee, V et R diminuent. Avec es bouciers BFR et BFRM, V et R intervaes, soit 696 individus en moyenne par intervae, 50 intervaes, soit 139 individus en moyenne par intervae, 100 intervaes, soit 70 individus en moyenne par intervae et, 250 intervaes, soit 28 individus en moyenne par intervae. Document de travai n 32 IRDES Juin

18 augmentent. Cea confirme que a situation devient pus régressive avec e BU et moins régressive, donc pus équitabe, avec es bouciers en fonction du revenu. Que que soit e boucier, es vaeurs iées à équité horizontae sont reativement stabes, ce qui refète une faibe iniquité à intérieur des casses de même revenu. Les individus ayant à peu près e même revenu paient e même Rac. L anayse des répartitions entre équité verticae (%V = V / RE), équité horizontae (%H = - H / RE) et degré de recassement (%R = - R / RE) en pourcentages de a redistribution confirme ces résutats 15. En effet, en ce qui concerne e BU comparé à a situation actuee, e %V augmente et %R diminue ; aors qu avec e BFR et e BFRM, %V diminue et %R augmente. I y a une inversion des évoutions entre a proportion de effet vertica et a proportion de effet de recassement. Une hausse du %V est synonyme d une pus grande régressivité du système et donc signifie que a distribution des Rac sera moins redistributive. Comme %H reste reativement stabe, si %V croît, aors e %R deviendra pus faibe, donc i y aura moins de recassement. L anayse de effet des bouciers sur indice de Kakwani et sur a décomposition ALJ met en évidence que es conséquences en termes de redistribution ne seront pas identiques, voire même opposées, seon a forme de boucier choisie. Le BU aura tendance à rendre e système encore pus égaitaire et par conséquent à déconnecter d autant pus es Rac des revenus. Inversement, e BFR et e BFRM auront tendance à rendre a distribution des Rac pus inégaitaire en faveur des pus modestes, ce qui, dans ce contexte, rendrait e système de remboursement pus équitabe. Dominance stochastique de deuxième ordre Le dernier critère pour mieux caractériser e système ne cherche pas à mesurer équité du système mais s intéresse à a notion d appréhension des risques assuranties par es individus. La dominance stochastique d ordre 2 sert à mesurer a préférence d assurés «risquophobes» face à une évoution du système de remboursement (Geoffard et De Lagasnerie, 2009). Dans hypothèse où individu n a pas d information sur son état de santé (voie d ignorance), a dominance stochastique d ordre 2 stipue que es individus averses au risque préfèrent une distribution des Rac à une autre si es distributions des Rac ont même moyenne et si es courbes de Lorenz associées aux deux distributions ne se croisent qu une fois (Rothschid et Stigitz, 1970). Ainsi, si une réforme réduit es risques (au sens de a dominance stochastique d ordre 2), tous es agents averses au risque devraient a préférer. Ainsi, es courbes de Lorenz issues des bouciers uniformes dominent stochastiquement à ordre deux a distribution actuee (figure 6 et tabeau 4). Nous confirmons cette anayse graphique par utiisation d un test de Komogorov-Smirnov. Ceci n est pas e cas pour es bouciers en fonction du revenu. Dès ors es individus averses au risque préfèrent a soution du boucier uniforme puisqu ee eur assure un maximum de Rac assez faibes et donc es couvre contre es risques catastrophiques. Cea vient confirmer es anayses descriptives qui montraient que écart-type des Rac es pus faibes était obtenu grâce au BU (tabeau 1). 15 Les évoutions en niveau et en proportion de V seront différentes parce que nous sommes dans un système régressif. 16 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010

19 4. Concusion Ce travai a pour objectif de mesurer impact redistributif d une réforme intégrae du mode de prise en charge des dépenses ambuatoires de Assurance maadie. L idée est de tester e rempacement du système de remboursement actue à 100 % pour es maades en ALD par un boucier sanitaire pour imiter es Rac catastrophiques. Nous avons proposé différents types de bouciers : unitaires ou en fonction du revenu. Les résutats proposés reposent sur un modèe de microsimuation statique exogène. Nous supposons que es comportements des individus ne changent pas. Cette hypothèse peut paraître forte, mais ee nous permet dans un premier temps d observer es transferts de Rac sans faire d autres hypothèses sur es comportements. I serait possibe de mesurer a sensibiité de nos résutats en prenant en compte des modifications de comportements. Avec e modèe de microsimuation statique ARAMMIS, Irdes s est doté d un outi d anayse puissant et pérenne afin de mieux comprendre effet de réformes très précises. Les simuations présentées n ont pas pour but de trouver a «bonne réforme» mais de décrire es impacts de te ou te dispositif et donc d écairer objectivement es décideurs pubics. Ce modèe est en cours de construction, nous espérons à terme endogénéiser certains comportements et e compéter avec un modue sur hôpita, sur assurance compémentaire et sur es cotisations. Nos résutats ne portent que sur es remboursements, is ne prennent pas en compte es cotisations versées par es individus qui dépendent du revenu, aussi es notions d équité discutées ne sont-ees que partiees. Dans un déveoppement prochain de ce travai, nous modéiserons es cotisations et pourrons aors étudier es caractéristiques d équité de ensembe du système. Mais notre but étant ici d étudier évoution des caractéristiques du système en termes d équité en fonction de évoution des règes de remboursement, i nous suffisait de modifier uniquement e côté «dépenses», c est-à-dire es modaités de prise en charge de a dépense, i n est donc pas nécessaire d avoir e côté «ressources» (parce qu invariant). En outre, nos résutats ne prennent pas en considération a couverture des Rac offerte par e système de a CMU qui par construction favorise es pus pauvres. I modifie donc fortement e caractère redistributif ou non du système de remboursement de Assurance maadie. Le premier résutat est que tous es scenarios envisagés se traduisent par une augmentation du Rac des patients en ALD de 62 à 232 par an. Toutes ces estimations ont été réaisées à contrainte budgétaire identique. Certes, i apparaît une nouvee répartition des Rac, mais tous es patients en ALD ne seraient pas perdants. Ainsi, seon es différents bouciers retenus, de 15 à 27 % d entre eux pourraient être gagnants. Ces derniers sont ceux qui ont de très forts Rac actueement. En effet, hétérogénéité des Rac est pus importante pour es patients en ALD que pour es individus non ALD Ces premiers résutats montrent que es caractéristiques des gagnants et des perdants sont fortement dépendantes des modaités du boucier. Par exempe, un boucier en fonction du revenu aura tendance à favoriser putôt es pus modestes tandis qu avec un boucier uniforme, e revenu n a pas d importance dans a détermination des perdants et des gagnants. Toutefois, es effets des deux principaes voies de réforme discutées dans e débat pubic, boucier uniforme ou boucier en fonction du revenu, ne sont pas identiques ; ees conduisent à des concusions opposées. Les bouciers uniformes imitent es très forts Rac mais rendent e système de remboursement encore pus régressif. Toutefois, en réduisant e risque d avoir de très forts Rac, is réduisent hétérogénéité des situations et semberaient convenir aux individus qui ont a pus forte aversion au risque. A inverse, es bouciers en fonction du revenu induisent une pus grande hétérogénéité des Rac mais rendent e système de remboursement moins régressif ; nous passerions d un système putôt égaitaire à un système pus équitabe. Document de travai n 32 IRDES Juin

20 La mise en pace de tees réformes souèverait inévitabement de très nombreuses questions : e boucier sur es individus ou sur es ménages? sur ambuatoire ou sur ensembe des dépenses (hôpita et ambuatoire)? Que faire des dépenses en optique et en dentaire? Quee pace pour es compémentaires? Toutes ces questions devront être étudiées avec précision puisque comme nous avons montré «e diabe se cache dans es détais»! De pus, e rapport du Haut Consei de a Santé pubique sur a prise en charge et a protection sociae des personnes atteintes de maadies chroniques en 2009 insiste «sur intérêt d une dissociation entre a prise en charge financière et médicae. Si a reconnaissance d un statut de maade chronique se construit sur une définition basée sur es conséquences de a maadie et non pus sur e seu caractère étioogique, e système de prise en charge financière aura tout avantage à être indépendant du type de maadie, tout en étant fondé uniquement sur un critère de dépense. De ce point de vue, es soutions de type boucier sanitaire représenteraient un avantage considérabe. Compte tenu de eurs possibes conséquences, ees doivent faire objet d une anayse et d un débat démocratique sur es aternatives au système actue des ALD, dans a perspective, non pas de imiter es dépenses de santé, mais d améiorer équité dans a répartition des Rac. Les différents systèmes de santé dans e monde refètent en partie e regard que es individus portent sur e concept de justice sociae. Le choix «poitique» concernant e cacu des Rac refètera de même a conception de a société française quant à ce qui est juste et acceptabe sociaement en termes d assurance maadie (Raw, 1971). Dès ors, notre société devra résoudre e diemme entre égaité et équité : à partir de quand a recherche de égaité absoue devientee inéquitabe? 18 Document de travai n 32 IRDES Juin 2010