Le recours à l Aide complémentaire santé : les enseignements d une expérimentation sociale à Lille

Document de travai Working paper Le recours à Aide compémentaire santé : es enseignements d une expérimentation sociae à Lie Sophie Guthmuer (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine) Forence Jusot (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine, Irdes) Jérôme Wittwer (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine) Caroine Després (Irdes) DT n 36 Décembre 2010 Reproduction sur d autres sites interdite mais ien vers e document accepté : http://www.irdes.fr/espacerecherche/documentsdetravai/dt36recourscompsanteexperimentationsociaelie.pdf Institut de recherche et documentation en économie de a santé IRDES - Association Loi de 1901-10 rue Vauvenargues - 75018 Paris - Té. : 01 53 93 43 00 - Fax : 01 53 93 43 50 - www.irdes.fr

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Le recours à Aide compémentaire santé : es enseignements d une expérimentation sociae à Lie Sophie Guthmuer a, Forence Jusot a, b, Jérôme Wittwer a, et Caroine Després b Résumé Le dispositif de Aide compémentaire santé (ACS) a été mis en pace au 1 er janvier 2005 afin d inciter es ménages dont e niveau de vie se situe juste au dessus du pafond CMU-C à acquérir une couverture compémentaire santé (CS). Même si e nombre de bénéficiaires a entement progressé depuis son introduction, e recours à ACS reste faibe. Deux hypothèses peuvent être formuées pour expiquer cet état de fait : (1) Le défaut d information sur existence du dispositif, son fonctionnement et sur es démarches à entreprendre pour en bénéficier. (2) Le montant de aide est insuffisant, une CS resterait trop chère même après déduction de aide. Cet artice cherche à tester a vaidité de ces deux hypothèses dans e cadre d une expérimentation contrôée au niveau d une Caisse primaire d assurance maadie (CPAM) (à Lie). Trois groupes d assurés ont été aéatoirement constitués ; e premier groupe (groupe témoin) s est vu proposer e montant d ACS en vigueur, e deuxième groupe (groupe traité 1) a reçu une proposition d aide majorée et e troisième groupe (groupe traité 2) a reçu en pus d une proposition d aide majorée, une invitation à une réunion d information sur e dispositif. L anayse des taux de dossiers de demande retournés par groupe ainsi que e nombre d ACS accordées rend compte des concusions suivantes :(1) La majoration du «chèque santé» a un effet faibe mais significatif sur e recours à ACS. (2) De manière inattendue, invitation à a réunion d information annue effet de a majoration du chèque. (3) Assister à a réunion augmente cependant de manière significative a probabiité de retourner un dossier de demande. Cette étude confirme ainsi que ACS est un dispositif compiqué qui touche difficiement sa cibe. Par aieurs, es bénéficiaires d une CS ne répondent pas de manière significativement différente des personnes qui n en bénéficient pas, ce qui aisse à penser que a question centrae du non-recours à ACS n est pas cee du coût de a CS mais pus certainement cee de accès à information et cee du coût et de a difficuté des démarches, incertitude pesant sur éigibiité étant un facteur aggravant. Mots-cefs : Assurance Santé, Subvention, Expérimentation sociae, Ménages pauvres, France. Codes JEL: C93, D81, I18, I38. a b Laboratoire d économie et de gestion des organisations de santé (LEDa-LEGOS), Université Paris-Dauphine. Institut de recherche et documentation en économie de a santé (Irdes). Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 1

Les auteurs remercient tout particuièrement a Caisse primaire d assurance maadie (CPAM) de Lie-Douai, a Caisse d aocations famiiaes (Caf) de Lie, a Caisse régionae d assurance maadie (Cram) Nord-Picardie, Institut de recherche et documentation en économie de a santé (Irdes), Institut nationa d études démographiques (Ined) sans qui cet artice n aurait pas vu e jour, Thomas Renaud, pour son travai sur es données d enquêtes, pour ses remarques et suggestions. Is restent seus responsabes des erreurs éventuees qui pourraient subsister dans cet artice. La réaisation de cet artice a bénéficié d un financement du Haut Commissariat aux soidarités actives contre a pauvreté (ministère de a Jeunesse et des Soidarités actives) dans e cadre de appe à projets d expérimentations sociae 2008. Nous remercions par aieurs a Fondation du Risque (Chaire Santé, Risque et Assurance, Aianz) pour son soutien financier. Abstract Affordabiity of Compementary Heath Insurance in France: A socia experiment In order to improve financia access to compementary heath insurance (CHI) in France, a CHI voucher program was introduced in 2005, caed Aide Compémentaire Santé (ACS). ACS is intended for househods whose resources are just above the free CHI pan eigibiity threshod (CMU-C). Four years ater, the program concerns ony 18% of the eigibe popuation. We deveoped a controed experiment with the Nationa Heath Insurance Fund in order to test whether this ow take-up rate is due to the current financia aid being insufficient or whether it is expained by a ack of information on the appication process. Three groups of eigibe househods iving in an urban area in the north of France were randomy seected: a contro group benefiting from the current financia aid, a group benefiting from a 75% voucher increase, and a ast group benefiting from a 75% voucher increase and invitation to an information meeting on ACS. Six months after experiment started, we observe a sma but positive effect of the voucher increase on ACS take-up. Surprisingy, both treatments, the invitation to a briefing and the voucher increase, seem to cance each other out. However, attending the briefing has a positive and significant impact on ACS take-up. Thus, this study confirms that ACS is compicated and hardy hits its target. Moreover, CHI beneficiaries and non-beneficiaries don t respond differenty to treatments, which suggests that the centra issue of ACS ow take-up rate is not the CHI cost itsef but most certainy that of the access to information, the cost and the compexity of the appication process. Keywords: Subsidized heath insurance, Randomized experiment, Uninsured, Low-income popuation, France. Codes JEL: C93, D81, I18, I38. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 2

1. Introduction Le système de santé français a a particuarité de aisser à a charge du patient une partie du coût des soins (ticket modérateur, participation forfaitaire et franchise médicae, dépassement d honoraire) 1, es ménages pouvant se couvrir contre e risque financier résidue en recourant à des contrats d assurance compémentaire santé prenant en charge tout ou partie du coût aissé à a charge du patient. Dans une tee organisation, e risque de renoncement aux soins pour raisons financières des personnes non couvertes, ou ma couvertes, par une assurance compémentaire santé est rée (Kambia-Chopin et a., 2008 ; Jusot et Wittwer, 2009). Pour utter contre ce risque, deux dispositifs ont été introduits : a prise en charge à 100 % par Assurance maadie des dépenses de soins afférentes à une affection de ongue durée (ALD) 2, et a Couverture maadie universee compémentaire (CMU-C) qui offre gratuitement aux ménages es pus pauvres une couverture compémentaire santé (voir encadré 1). La question des ménages modestes, mais dont e niveau de vie se situe au-deà du pafond CMU-C, s est rapidement posée. Afin d inciter ces ménages à acquérir une couverture compémentaire santé de bonne quaité mais aussi pour compenser financièrement ceux en détenant déjà une, e dispositif de Aide compémentaire santé (ACS) a été mis en pace au 1er janvier 2005 (oi du 13 août 2004). Concrètement, es ménages dont e niveau de vie est situé entre e pafond CMU-C et e pafond pus 20 % peuvent faire vaoir eur droit auprès de eur Caisse primaire d assurance maadie (CPAM) et bénéficier d un chèque santé (voir encadré 1). Présenté à organisme de compémentaire santé soicité, ce chèque donne droit à une réduction sur e prix du contrat dès ors que ceuici est souscrit à titre individue et non par intermédiaire de empoyeur. Ce dispositif peut se comprendre comme un instrument de issage du dispositif d aide pubique à accès à une compémentaire santé qui était marqué avant a mise en œuvre de ACS par effet de seui généré par e pafond de a CMU-C. A a création du dispositif, a popuation cibée était évauée à 2 miions d individus (voir encadré 2). Le nombre de bénéficiaires effectif de ACS a entement progressé depuis sa mise en pace (voir graphique 1 dans encadré 2). Magré cette montée en charge, e recours à ACS reste faibe. Ainsi, seues 516 499 personnes avaient effectivement utiisé eur attestation auprès d un organisme compémentaire en mai 2010 (Fonds CMU, 2010). Cette réaité est d autant pus surprenante qu une partie importante des éigibes est couverte par une compémentaire santé (CS) souscrite individueement 3 et qu à ce titre, is pourraient bénéficier de droit d une réduction du prix du contrat. 1 Seon es Comptes de a santé 2008, Assurance maadie finance 75,5 % des dépenses de soins. En Europe, d autres pays (Grande-Bretagne, Pays-Bas, Espagne, par exempe) ont opté pour a gratuité des soins (hors franchises non assurabes dont e cumu est pafonné et dont es pus pauvres sont affranchis) mais pour un panier de soins pus strictement défini que e panier donnant ieu à remboursement en France. 2 Au 31 décembre 2008, 8,3 miions d assurés sociaux du régime généra de Assurance maadie étaient reconnus en ALD, soit près d un assuré socia sur 7 et eurs dépenses représentaient près des deux tiers des dépenses de soins remboursées par Assurance maadie (Paita et Wei, 2009). L exonération du ticket modérateur n excut pas que ces patients doivent faire face à des restes à charges reativement importants, en raison, outre des dépenses de santé iées à d autres maadies, de a participation forfaitaire, de a franchise médicae et des dépassements d honoraires reatifs aux dépenses afférentes à a maadie prise en charge en ALD (Ebaum, 2008). 3 En approximant a popuation éigibe à ACS par a popuation appartenant au premier décie de niveau de vie, 33 % des éigibes sont couverts par une compémentaire santé à titre individue, estimation passe à 50 % si on approxime a popuation éigibe à ACS aux personnes appartenant au deuxième décie de niveau de vie (Arnoud et Vida, 2008). Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 3

Deux grandes hypothèses peuvent être formuées pour expiquer cet état de fait. Le défaut d information sur e dispositif est a première d entre ee : défaut d information sur existence du dispositif mais aussi sur son principe de fonctionnement ainsi que sur es démarches à entreprendre pour en bénéficier. Ceci constitue a principae hypothèse pour expiquer e non recours des éigibes détenteurs d une compémentaire santé à titre individue et ne faisant pas vaoir eur droit. La campagne d information par courrier ancée par es CPAM en 2008-2009 avait pour objectif de paier ce déficit d information présupposé 4. La deuxième hypothèse avance idée que e montant du chèque santé est insuffisant : achat d une compémentaire santé aisserait, une fois déduit e montant du chèque santé, un reste à payer trop important pour de nombreux ménages. Ee s appique cette fois pus natureement aux éigibes non couverts par une compémentaire santé 5. Cette hypothèse est moins pertinente depuis a revaorisation du chèque santé intervenue au 1 er août 2009 (voir tabeau A dans encadré 1) mais es observations supportant cette étude se situant en amont de cette revaorisation (1er semestre 2009), argument garde ici toute sa portée. Avant e 1 er août 2009, e chèque santé couvrait en effet 50 % du prix des contrats de compémentaire santé en moyenne (Fonds CMU, 2008) ; ces primes pouvant par aieurs représenter, avant déduction du chèque santé, près de 8 à 10 % du revenu disponibe des ménages es pus modestes (Kambia-Chopin et a., 2008 ; Lega et a., 2008). 4 Voir encadré 3 pour pus de précisions sur cette campagne d information. 5 Ee peut néanmoins s étendre aux individus détenteurs d une compémentaire santé en partant du principe que es démarches à entreprendre constituent un coût qui doit être couvert par e bénéfice monétaire du chèque. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 4

Encadré 1 Les dispositifs CMU-C et ACS - La Couverture maadie universee compémentaire (CMU-C) a été instaurée par a oi du 27 juiet 1999. Ee donne accès de droit à une couverture compémentaire gratuite aux individus des ménages es pus pauvres : au 1er juiet 2010, ceux dont e niveau de vie est inférieur à 7 611 en métropoe (cf. site du Fonds CMU pour pus de détais sur es pafonds : http://www.cmu. fr/userdocs/232-2-2010.v2.pdf). Ce montant est cacué sur a base des revenus des douze mois précédant a demande (cf. site du Fonds CMU, http://www.cmu.fr/site/cmu.php4?id=6 pour pus d informations sur ce dispositif). Après instruction de a demande par a CPAM compétente, a CMU-C peut être directement souscrite auprès de a CPAM ou auprès d un organisme de compémentaire santé. Les prestations offertes équivaent à cees d un contrat de quaité «moyenne» : es tickets modérateurs sont couverts et es tarifs conventionnes sont opposabes pour es consutations chez es généraistes et es spéciaistes appiquant des dépassements d honoraires, es prothèses dentaires et es frais d optiques (cf. site du Fonds CMU, http://www.fonds-cmu.fr/site/cmu.php4?id=3&cat=92 pour un exposé détaié des droits ouverts par a CMU-C). La demande doit être renouveée chaque année. - L Aide compémentaire santé (ACS) est née de a oi du 13 août 2004 (cf. site du Fonds CMU, http://www.cmu.fr/site/cmu.php4?id=7 pour pus d informations sur ce dispositif). Après instruction de a demande par a CPAM compétente, un ménage dont e niveau de vie est situé entre e pafond de a CMU-C et ce pafond majoré de 20 % (a majoration était de 15 % jusqu en 2006, cf. site du Fonds CMU pour e pafond en vigueur, http://www.cmu.fr/ userdocs/232-2-2010.v2.pdf) se voit déivrer un chèque (sous forme d avoir ou de voucher dans a terminoogie ango-saxonne) qu i peut faire vaoir auprès d un organisme de compémentaire santé (que qu i soit) au moment de achat d un contrat dès ors que e contrat est souscrit à titre individue (es individus bénéficiant d un contrat à titre coectif, par intermédiaire de eur empoyeur, ne sont pas éigibes à ACS). La demande doit être renouveée chaque année. Le montant des chèques varie en fonction de âge du bénéficiaire. Is ont été sensibement augmentés et es tranches d âge redessinées au 1 er août 2009. Ci-dessous, es barèmes en cours aujourd hui ainsi que ceux présidant avant e 1er août, c est-à-dire a période durant aquee étude a été conduite. A titre indicatif, e Fonds CMU étabit e prix moyen des contrats souscrits par es bénéficiaires de ACS (ceux ayant fait vaoir eur chèque santé) à 764 en 2009 (Fonds CMU, 2010b). Tabeau A : Le montant de Aide compémentaire santé Par personne âgée de : Montants en vigueur (en Euros) avant e 1 er août 2009 Moins de 25 ans 100 25 à 59 ans 200 60 ans et pus 400 Par personne âgée de : Montants actues Moins de 16 ans 100 16 à 49 ans 200 50 à 59 ans 350 60 ans et pus 500 Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 5

Encadré 2 Les effectifs éigibes à ACS et es bénéficiaires Les effectifs éigibes à ACS : Lors de son instauration par a oi du 13 août 2004, aide à acquisition d un contrat de couverture compémentaire concernait es ménages dont es revenus se situaient entre e pafond de a CMU-C et ce pafond majoré de 15 %. Seon e rapport du Haut Consei à avenir de Assurance maadie (Hcaam, 2005, p. 64), 2 miions de personnes étaient dans e champ des ressources éigibes en 2005. Le champ des personnes éigibes a été étendu en 2006 dans e cadre du Projet de oi de financement de a Sécurité sociae de 2007 aux ménages dont es revenus se situaient entre e pafond majoré de a CMU-C et ce pafond majoré de 20 %. L extension devait correspondre à 650 000 personnes éigibes suppémentaires seon e rapport du Hcaam (Hcaam, 2006, p. 38), a Commission des comptes de a Sécurité sociae du 26 septembre 2006 prévoyant jusqu à 2,9 miions de personnes éigibes au dispositif étendu. Cependant, e nombre d éigibes initiaement évoqué était argement surestimé puisque seues sont concernées es personnes non couvertes dans e cadre d un contrat coectif par eur empoyeur ou ceui d un membre de eur famie. Or, on peut estimer qu un dixième des individus éigibes à ACS est couvert par un contrat coectif si on approxime a popuation éigibe à ACS par a popuation appartenant au premier décie de niveau de vie, cette estimation passant à un cinquième si a popuation éigibe est approximée par e deuxième décie de niveau de vie (Arnoud et Vida, 2008). Ainsi, e Hcaam révisait en 2007 a cibe potentiee à 2,2 miions de personnes (Hcaam, 2007, p. 41). Graphique 1 : Nombre de bénéficiaires ayant utiisé eur attestation Source : Fonds CMU, septembre 2010 Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 6

L obstace de a stigmatisation, entendu au sens arge, est égaement couramment avancé pour expiquer e non recours aux prestations pubiques sous conditions de ressources (Hernanz et aii., 2004). Le fait de devoir révéer ses ressources à administration de sécurité sociae mais aussi aux acteurs du système de santé constitueraient un frein au recours. Sur ce dernier point, ACS est indiscutabement moins stigmatisante que a CMU-C puisque e seu acteur informé, hors administrations de sécurité sociae, est organisme de compémentaire santé soicité (Després, 2010) ; e bénéfice de ACS n est pas connu des médecins. Sachant, en outre, que e non recours à a CMU-C est faibe comparativement à ceui de ACS, on est tenté de concure que obstace de a stigmatisation est résidue pour ACS. I faut cependant rester prudent, d une part, parce que e bénéfice tiré de ACS est moindre que ceui tiré de a CMU-C et, d autre part, parce que es individus éigibes sont pour a majorité d entre eux détenteurs d un contrat de compémentaire santé et, de ce fait, parfois engagés dans une reation sur e moyen ou ong terme avec eur organisme de compémentaire santé. Quoiqu i en soit, nous focaisons notre attention, ici, sur es deux expications jugées a priori comme centraes pour expiquer e faibe recours à ACS : e défaut d information de a popuation éigibe et insuffisance du montant du chèque santé. Après avoir discuté des questions de méthodes souevées par étude du non recours nous présenterons notre démarche puis nous détaierons es résutats avant d apporter des ééments de concusion. 2. Questions de méthode Etudier e non-recours à une prestation sous condition de ressources, c est se heurter à deux écueis. En premier ieu ceui de a constitution d un échantion d individus ou de ménages éigibes. Cette difficuté est particuièrement sévère dans e cas de ACS compte tenu de étroitesse de a cibe visée par a prestation. Les données d enquêtes en popuation générae ne peuvent fournir d échantions de taie suffisante. En outre, identification de a popuation éigibe est rendue très ardue en raison de a richesse et de a précision de information à recueiir pour mettre en œuvre es critères d éigibiité présidant à examen des dossiers par es administrations compétentes 6. Cette difficuté d identification rend très difficie a réaisation d une arge enquête représentative de a popuation éigibe. L autre écuei est de nature très différente, i tient à a révéation des motifs de nonrecours. Sous hypothèse que nous puissions constituer un échantion d étude, i est possibe de distinguer a sous-popuation bénéficiaire de a prestation étudiée de cee n y ayant pas recours. On peut aors espérer inférer de a comparaison de ces deux sous-popuations es motifs de non-recours (informationne, économique) : on peut, par exempe, associer a proximité d un ménage à information pertinente au bénéfice présent ou passé d autres prestations pubiques, ou encore supposer que es ménages es moins sensibes au chèque santé sont ceux dont es revenus sont es pus faibes (c est-à-dire faire hypothèse que éasticité de a demande au prix croît avec e revenu) 7. 6 L ACS dont e bénéfice suppose, à instar de a CMU-C, examen de ensembe des ressources du ménage (revenus du travai, du capita, prestations sociaes, pensions reçues, y compris es avantages en nature procurés par fait de disposer d un ogement vaorisé de manière forfaitaire), sur es douze mois précédant a demande, n échappe pas à cette difficuté. 7 Une méthode aternative consiste à identifier en popuation générae es éasticités-prix de a demande d assurance et à en inférer impact attendu du chèque santé. Ceci suppose soit de pouvoir s appuyer sur des données rassembant des prix de contrats hétérogènes (voir es travaux sur données américaines : Auerbach et aii, 2006, Thomas, 1995), soit d introduire de fortes hypothèses de modéisation (comme Grignon et Kambia-Chopin, 2009, qui s appuie sur une fonction d utiité iant effet revenu et effet prix). Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 7

Mais, d une part, a révéation des motifs est nécessairement indirecte, d autre part, sur des cibes étroites comme cee de ACS, a popuation éigibe est très homogène, notamment du point de vue économique, ce qui aisse peu d espoir d obtenir des résutats. I est égaement possibe de révéer directement es motifs de non-recours en interrogeant es individus enquêtés 8 mais i s agit aors de réponses subjectives sensibes à a formuation des questions, uties en ees-mêmes car permettant de dresser un panorama des motifs invoqués, mais qui ne renseignent qu indirectement sur es effets attendus d une campagne d information ou d une revaorisation du montant de aide. Dans cette étude, nous adoptons une démarche directe d évauation des poitiques pubiques qui consiste à mesurer es effets sur e recours à ACS d une modification du dispositif d aide pubic. La mise en œuvre d une tee approche suppose bien sûr que on puisse observer de tees modifications. Comme on e constate à a ecture de encadré 1, ceci a été e cas à pusieurs reprises depuis instauration de cette prestation en 2005, notamment concernant e montant du chèque. L évauation de ces aménagements aurait cependant demandé de s appuyer sur observation d une popuation témoin pacée à écart des nouvees règes. En effet, une comparaison avant/après du taux de recours à ACS est insuffisante du fait que e taux de recours à ACS poursuit une dynamique propre, indépendante des modifications égisatives introduites, qu i est impossibe de prendre en compte de manière robuste sans observer une popuation témoin. Cette remarque est d autant pus importante que ACS est un dispositif jeune, dont e taux de recours n est pas stabiisé (voir graphique 1, encadré 2). La soution que nous mettons en œuvre dans cette étude pour contourner cette difficuté est cee de expérimentation. Le principe en est simpe : identifier des ménages éigibes à ACS (ou pus précisément susceptibes de être) et constituer aéatoirement des groupes qui se verront proposer des chèques santé d un montant différent ainsi que des accès différenciés à information. Ce type d expérimentation contrôée nécessite a participation active des institutions concernées et, de ce fait, se révèe particuièrement coûteuse tant pour équipe en charge de évauation que des institutions parties prenantes. Compte tenu des moyens mis en œuvre dans cette étude, expérimentation a été conduite au niveau oca, ceui de a CPAM de Lie précisément. Ce que nous gagnons en robustesse par a constitution d un groupe témoin, nous e perdons donc en représentativité. 3. L expérimentation La CPAM de Lie offrait avant a mise en pace de expérimentation une prise en charge spécifique pour es assurés sociaux se présentant à ses bureaux pour bénéficier de a CMU-C et reevant de ACS. Au cours d une réunion d information à aquee is étaient invités, une majoration du montant du chèque santé financée sur e fonds de aide sociae eur était proposée. La CPAM agissait donc, par une information renforcée et une majoration du chèque santé, pour améiorer e taux de recours à ACS. Cependant, ce dispositif d aide spécifique ne peut être directement utiisé pour mesurer son effet potentie sur ensembe de a popuation éigibe à ACS puisqu i n était proposé qu à une popuation séectionnée, non représentative de a popuation éigibe. 8 Voir Wittwer et aii., 2010, pour une anayse du non-recours à ACS sur données d enquête. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 8

La campagne nationae d information sur e dispositif ACS ancée en 2008, concrètement organisée au niveau de chaque CPAM, nous a offert opportunité d évauer effet de a généraisation de ce type de dispositif dans un cadre expérimenta. Afin d identifier ensembe des éigibes potenties à ACS et reevant de a CPAM de Lie, es fichiers de a Caisse d aocations famiiaes (Caf) de Lie ont été mobiisés pour faire tourner une requête informatique origineement conçue par Observatoire des non-recours aux droits et services de Grenobe (Odenore) (Revi, 2008). Une popuation de 4 209 assurés sociaux potentieement éigibes et n ayant pas fait vaoir eur droit a ainsi pu être échantionnée et aéatoirement répartie en trois groupes (voir encadré 3). Encadré 3 Identification des assurés et définition de a popuation expérimentée La popuation expérimentée se compose d assurés de a Caisse primaire d assurance maadie (CPAM) de Lie identifiés comme potentieement éigibes à Aide compémentaire santé (ACS) à partir de eurs ressources 2007. La requête informatique sur es fichiers de a Caisse d aocations famiiaes (Caf) éaborée dans e cadre de a campagne nationae d information sur e dispositif ACS ancée en 2008 a été utiisée. Cette requête a été ancée sur es fichiers de a Caf dans a métropoe Lioise en janvier 2009. Sur a base de a décaration de eurs ressources de année 2007 ayant donné droit à des prestations déivrées en 2008 par a Caf de Lie, ee a permis d identifier 7 436 personnes potentieement éigibes à ACS et n ayant pas fait vaoir eur droit. Cette popuation éigibe a été réduite par échantionnage aéatoire pour définir une popuation d expérimentation comprenant 5 000 assurés répartis entre trois groupes. La même requête informatique a été conduite dans chaque CPAM dans e but d informer de ses droits ensembe de a popuation potentieement éigibe à ACS. Une requête affinée est aujourd hui effectuée chaque mois par es Caf qui transmettent aux CPAM un fichier de nouveaux éigibes potenties. I est important de souigner qu en utiisant es fichiers de a Caf pour identifier es éigibes potenties, nous restreignons anayse aux assurés sociaux bénéficiant d une prestation sociae de a Caf. Sans pouvoir avancer de chiffre précis, i est vraisembabe que échantion ainsi séectionné soit argement représentatif de a popuation éigibe. Néanmoins, nous séectionnons une popuation déjà recourante à aide pubique, ce qui écarte de fait a popuation «systématiquement» non-recourante aux prestations pubiques ainsi que a popuation éigibe à ACS et non éigibes aux prestations de a Caf (es personnes âgées propriétaires de eur ogement par exempe). I faut garder à esprit que éigibiité à ACS s évaue au regard des ressources du ménage et que a prestation ee-même est attribuée au ménage. Par aieurs, certains ménages (es coupes bi-actifs en particuier) sont composés de pusieurs assurés sociaux identifiés par a Caf comme potentieement éigibes. Comme es courriers nationaux pour informer es assurés sur e dispositif ACS, sont envoyés par a CPAM à chaque assuré, certains ménages ont reçu pusieurs courriers. Dans notre cadre expérimenta, cette éventuaité est probématique. En effet, deux assurés sociaux affectés aéatoirement dans des groupes différents mais appartenant au même ménage, peuvent avoir reçu deux propositions d aide différentes. Afin de corriger ce biais de contamination, nous avons retiré de anayse tous es assurés sociaux expérimentés appartenant à un même ménage et ayant reçu des courriers différents. Par aieurs, nous avons retenu aéatoirement un assuré au sein des ménages dans esques pusieurs assurés sociaux expérimentés ont reçu e même courrier. En conséquence, es assurés sociaux appartenant à un ménage bi-actif sont gobaement sous-représentés mais identiquement sous-représentés dans chaque groupe. L échantion des individus expérimentés est ainsi réduit à 4 209 assurés sociaux. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 9

Les individus du premier groupe (1 394 assurés), correspondant au groupe témoin, ont reçu un courrier 9 (fin janvier 2009) es informant du dispositif nationa de ACS en vigueur à cette date ; es individus du deuxième groupe (1 412 assurés), correspondant au premier groupe traité (groupe traité 1), ont reçu e même type de courrier (début février 2009) stipuant un montant majoré du chèque santé ; es individus du troisième groupe (1 403 assurés), correspondant au deuxième groupe traité (groupe traité 2), se sont vu proposer par courrier (en février/mars 2009) a même majoration du chèque santé et une invitation à une réunion d information à a CPAM de Lie formaisée par envoi d un second courrier a semaine suivante 10. La majoration de aide correspond à une augmentation de 62,5 % à 75 % du montant de aide nationae seon e groupe d âge, es montants d aide offerts à chaque groupe étant récapitués dans e tabeau 1. 11 Tabeau 1 : Montants d Aide compémentaire santé (ACS) offerts dans e cadre de expérimentation Montants offerts par personne (en Euros) Groupe Moins de 25 ans Entre 25 et 59 ans 60 ans et pus Témoin 100 200 400 Traité 1 & Traité 2 175 350 650 Les courriers étaient accompagnés des formuaires que es éigibes potenties étaient invités à retourner à a CPAM pour évauation de eur éigibiité effective à ACS. En effet, es fichiers transmis par a Caf ne permettaient de ciber que a popuation susceptibe d être éigibe sans garantir que es ménages e soient effectivement, puisque, comme précisé pus haut, es fichiers de a Caf ont été constitués sur a base des revenus de année 2007 aors que éigibiité à ACS est déterminée sur es ressources des douze derniers mois. Les réunions d information se sont tenues en amont, avant instruction par a CPAM des dossiers. Une douzaine de réunions a été organisée de février à avri 2009, au rythme d environ deux réunions par semaine e jeudi matin et e samedi matin. C est a raison pour aquee es courriers du deuxième groupe traité ont été envoyés par vagues successives sur deux mois afin de pouvoir gérer e fux des ménages répondant favorabement à invitation à a réunion d information. Les réunions d information visaient à informer es assurés sociaux sur e dispositif de ACS et es formaités nécessaires pour en bénéficier. Ees ont été conduites par une assistante sociae rémunérée spécifiquement pour cette tâche 12. Par aieurs, es services de a CPAM ont été soicités pour organiser envoi des courriers propres à expérimentation et coecter es informations concernant e retour des dossiers et es notifications ACS 13. 9 Les courriers reçus par es personnes expérimentées sont présentés dans Wittwer et a., 2010. 10 Les autres CPAM ont transmis à ensembe des éigibes potenties identifiés par es Caf e courrier transmis au groupe témoin. De même, es ménages identifiés par a Caf de Lie et n ayant pas été séectionnés dans a popuation d expérimentation ont égaement reçu e courrier transmis aux assurés du groupe témoin. 11 I est important de noter que a majoration du chèque proposée est transitoire, ee est d une durée de deux ans et e chèque est diminué de moitié a deuxième année (à instar de aide exceptionnee à œuvre à a CPAM de Lie). Les majorations expérimentées sont cees qui étaient proposées par a CPAM de Lie, ce qui expique e caractère non homogène du taux de majoration. 12 On trouvera dans Wittwer et a. (2010) une description et une anayse quaitative des réunions conduites par une anthropoogue ayant assisté à a majorité d entre ees. L encadré 4 rend compte des principaes concusions. 13 On peut se référer à Wittwer et a. (2010) pour des informations sur e personne mobiisé à a CPAM de Lie pour a mise en œuvre pratique de expérimentation. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 10

Le retour des dossiers à a CPAM et es notifications effectives d ACS ont été observés entre e 21 janvier (date de envoi de a première vague des courriers) et e 30 juiet 2009 (date de fin de expérimentation) par e service des prestations de a CPAM de Lie. Les données recueiies par a CPAM permettent de connaître pour chaque assuré appartenant à échantion expérimenté, son groupe d appartenance, si un dossier de demande ACS a été compété et adressé ou non à a CPAM et, enfin, si après examen du dossier, ACS a été notifiée ou non par es services de a CPAM, c est-à-dire si ACS a été accordée. En cas de refus, si ceui-ci est motivé par des ressources trop éevées ou au contraire trop faibes, ce qui a conduit à ouvrir es droits à a CMU-C. Enfin, pour es assurés appartenant au groupe traité 2, a venue a a réunion a été recueiie. Ces données ont ensuite été appariées aux données administratives de a CPAM contenant des informations sur âge, e sexe, e régime de remboursement au 31 décembre 2008 (saarié, retraité, sans empoi, bénéficiaire d une pension d invaidité, d une rente ou de Aocation adute handicapé (AAH), bénéficiaire d une ALD), es dépenses de soins ambuatoires en 2008, ainsi que sur e statut vis-à-vis de a compémentaire santé avant e début de expérimentation et e fait d avoir bénéficié de a CMU-C en 2007 (voir encadré 5). Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 11

Encadré 4 L accès à Aide compémentaire santé (ACS) du point de vue des usagers L anayse quaitative a permis de recueiir es besoins et es attentes des personnes cibées par ACS par deux types de méthodes compémentaires : une observation d une partie des réunions d information et des entretiens approfondis avec des bénéficiaires potenties dont certains étaient venus à a réunion (voir Wittwer et a. 2010, pour une présentation détaiée). Deux profis de personnes participant aux réunions ont pu être identifiés : - des individus qui s approprient es ééments d information qui eur sont fournis et évauent par eux-mêmes s is sont éigibes : o certains d entre eux ont pu constater ors de a réunion que ce n était pas e cas et dès ors n ont pas déposé de dossier ; - des individus qui avaient des difficutés à comprendre e dispositif, es barèmes, es démarches à entreprendre : o a réunion n a pas suffi à ever eurs difficutés : certains ont certainement besoin d un accompagnement individuaisé (ors de a réunion, animatrice ne pouvait pas assurer cette aide) ; o cea ne préjuge pas du non-dépôt du dossier car queques uns ont été chercher cet accompagnement auprès d une assistante sociae ou d un agent d accuei de a Sécurité sociae, comme es entretiens e démontrent ; o d autres ont abandonné es démarches. Ces ééments révèent qu au-deà de information sur existence du dispositif, sa compexité et es démarches à entreprendre pour y accéder découragent une partie des personnes éigibes. L ACS est un dispositif compexe. Pour en comprendre intérêt, un prérequis est nécessaire, comprendre e système de protection sociae et es modaités de remboursement des soins (par Assurance maadie obigatoire et par es organismes compémentaires). De pus, ee suppose deux niveaux de démarche. Le dépôt du dossier de demande (équivaent au dépôt de dossier CMU-C) et dans une deuxième phase, e choix d une compémentaire santé. Cette dernière suppose de se repérer dans une offre de marché abondante et concurrente, avec des contrats à pusieurs niveaux, difficies à interpréter notamment pour une partie de cette popuation en difficuté avec e jargon administratif et a fortiori assurantie. Ce choix doit en outre être mis en regard des besoins de santé dans e futur, difficies à évauer. L observation des réunions permet égaement de mettre en avant un des obstaces au dispositif, à savoir es difficutés à comprendre e angage administratif. Ainsi, nombre de personnes sont venues sans trop savoir que était objet de a réunion. Une partie d entre ees pensait être convoquée, d autres cherchaient à ganer des informations sur une aide possibe et souhaitaient «ne pas passer à côté d un droit», sans saisir correctement a teneur de cette aide. La communication par courrier entre a caisse et es usagers reste donc probématique pour cette frange de a popuation et constitue un obstace à a diffusion arge de information. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 12

Encadré 5 Les données administratives de a Caisse primaire d assurance maadie (CPAM) Pour chaque assuré expérimenté, nous disposons d informations enregistrées par a CPAM de Lie avant e début de expérimentation (fin 2008). I s agit de caractéristiques sociodémographiques, mais aussi du régime de assuré à a CPAM, son profi par rapport aux soins et aux remboursements, et s i bénéficie d une couverture compémentaire. Caractéristiques socio démographiques Le sexe de assuré et son âge au 1er janvier 2009. Si assuré a un ou des ayant-droit(s) de moins de 3 ans en 2008. Le régime CPAM La CPAM définit différents régimes en fonction de a situation professionnee ou personnee de assuré. Nous es avons regroupés comme suit au 31 décembre 2008 : - En empoi : I s agit des saariés du privé et des étabissements pubics ainsi que es artistes du spectace, es artistes auteurs et es praticiens et auxiiaires médicaux. - En invaidité : Concerne (1) es bénéficiaires d une pension d invaidité (incapacité de reprendre son travai après un accident ou une maadie invaidante d origine non professionnee), (2) es bénéficiaires d une rente dans e cadre d une maadie professionnee ou à a suite d un accident du travai, (3) es bénéficiaires d une Aocation aux adutes handicapés (AAH) (cf. CAF). - Retraité : I s agit des bénéficiaires d une pension de retraite ou d une pension de réversion. - Sans empoi : Ce sont es chômeurs et es autres inactifs. Nous avons égaement retenu information reative au bénéfice de a CMU-C au cours de année 2007. Les dépenses de soins en 2008 Nous disposons pour chaque assuré des dépenses de soins totaes en ambuatoire remboursées par a CPAM en 2008. Le système d information ne permet pas encore aujourd hui de coecter des informations précises sur es consommations individuees à hôpita. La prise en charge à 100% dans e cadre d une Affection Longue Durée (ALD) De même, es données de remboursements de a CPAM nous renseignent si assuré bénéficie d une prise en charge à 100 % dans e cadre d une ALD pour année 2008. La couverture compémentaire La CPAM a non seuement des informations sur es bénéficiaires de a CMU-C mais sait égaement si assuré est couvert par une compémentaire santé (CS). La norme informatique d échange d informations Noémie (Norme ouverte d échange entre a maadie et es intervenants extérieurs) entre Assurance maadie et es organismes de CS permet de coecter de tees informations. I faut noter cependant que tous es organismes de CS ne sont pas affiiés à Noémie, ce qui conduit à une sous-estimation du taux de recours à une CS. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 13

La ecture du tabeau 2 offre une première description des données rassembées. On vérifie, en premier ieu, que a constitution aéatoire des groupes expérimentés conduit à des distributions des variabes observées très simiaires 14. Les assurés sociaux constituant échantion sont, à part égae, des hommes et des femmes, 15 % ont au moins un ayantdroit de moins de 3 ans 15. Une grande proportion d entre eux, près de 80 %, sont âgés de 25 à 59 ans aors que es moins de 25 ans représentent moins de 10 % de chaque groupe. Ensuite, si on considère e régime de assuré, 60 % sont en empoi, près de 25 % sont sans empoi pour cause d invaidité et 15 % disposent d une pension de retraite. On note enfin que e mois précédent expérimentation, en décembre 2008, un assuré sur trois ne bénéficie pas de CS 16 aors que 50 % de a popuation expérimentée ont engagé des dépenses supérieures à 700 euros en 2008. 4. Evauation des traitements L ensembe de ces données rassembées permet d évauer es effets de envoi des courriers spécifiques aux individus des groupes traités sur e recours à ACS. Par commodité de angage, nous parerons par a suite des effets des «traitements» (soit de a majoration du chèque santé, traitement 1, soit de a majoration du chèque santé avec invitation à une réunion, traitement 2) et de a «réaction aux traitements» des assurés sociaux. Pour évauer efficacité des traitements, nous focaisons notre attention sur deux variabes d intérêt : e taux de retour de dossiers et e taux d ACS notifiés, c est-à-dire a proportion des individus expérimentés ayant reçu un chèque santé de a CPAM de Lie. La constitution aéatoire des groupes traités et du groupe témoin autorise des comparaisons directes des variabes d intérêt (voir encadré 6). 14 Les tests de Chi deux effectués ne permettant pas de rejeter hypothèse nue d identité des distributions. 15 I est important de noter que nous n observons ici que a «grappe» d ayants droit et non a composition du ménage. 16 Ce taux est bien supérieur aux évauations sur données d enquête pour ce type de popuation (Ce taux est de 19 % si on approxime a popuation par e premier décie de revenu et de 14 % pour e deuxième décie (Arnoud et Vida, 2008)). La montée en charge progressive de a norme d échange dispositif Noemie expique certainement pour une partie cette différence : tous es organismes de compémentaire santé ne participant pas en décembre 2008 à ce système de coecte d information. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 14

Tabeau 2 : Caractéristiques des assurés avant expérimentation Groupes Témoin Traité 1 Traité 2 Tota Age de assuré Moins de 25 ans 105* 7,5 % 113 8,0 % 108 7,7 % 326 7,8 % 25-59 ans 1 048 75,2 % 1 056 74,8 % 1 040 74,1 % 3 144 74,7 % 60 ans et pus 241 17,3 % 243 17,2 % 255 18,2 % 739 17,6 % Sexe de assuré Homme 679 48,7 % 691 48,9 % 693 49,4 % 2 063 49,0 % Femme 715 51,3 % 721 51,1 % 710 50,6 % 2 146 51,0 % Ayant-droit de moins de 3 ans Non 1 188 85,2 % 1 201 85,1 % 1 186 84,5 % 3 575 84,9 % Oui 206 14,8 % 211 14,9 % 217 15,5 % 634 15,1 % Régime de assuré En empoi 812 58,3 % 819 58,0 % 830 56,2 % 2 462 58,5 % Invaidité, AAH 339 24,3 % 349 24,7 % 338 24,1 % 1 026 24,4 % Retraite 210 15,1 % 206 14,6 % 200 14,3 % 616 14,6 % Sans empoi 32 2,3 % 38 2,7 % 35 2,5 % 105 2,5 % Dépenses en soins ambuatoires en 2008 0 à 200 374 26,8 % 350 24,8 % 362 25,8 % 1 086 25,8 % 200 à 700 342 24,5 % 366 25,9 % 356 25,4 % 1 064 25,3 % 700 à 2000 339 24,3 % 334 23,7 % 358 25,5 % 1 031 24,5 % >=2000 339 24,3 % 386 25,6 % 327 23,3 % 1 028 24,4 % Soins en Affections de ongue durée (ALD) en 2008 Non 1 233 88,5 % 1 251 88,6 % 1 235 88,0 % 3 719 88,4 % Oui 161 11,6 % 161 11,4 % 168 12,0 % 490 11,6 % Compémentaire santé en décembre 2008 Non 467 33,5 % 477 33,8 % 480 34,2 % 1 424 33,8 % Oui 927 66,5 % 935 66,2 % 923 65,8 % 2 785 66,2 % CMU-C en décembre 2007 Non 1 296 93,0 % 1 312 92,9 % 1 312 93,5 % 3 920 93,1 % Oui 98 7,0 % 100 7,1 % 91 6,5 % 289 6,9 % Tota 1 394 100,0 % 1 412 100,0 % 1 403 100,0 % 4 209 100,0% Note : Ce tabeau présente es caractéristiques des assurés avant expérimentation. *Lecture : Dans e groupe témoin, 105 (7,5 %) assurés sont âgés de moins de 25 ans au 1 er janvier 2009. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 15

Encadré 6 Le modèe de Roy-Rubin Evauer impact d une mesure ou d une poitique pubique sur e comportement d un individu nécessite de pouvoir inférer comment individu se serait comporté s i n avait pas bénéficié de cette mesure. Le cadre d anayse qui formaise ce probème est e modèe de résutats potenties ou e cadre dit de Roy-Rubin (Roy, 1951 ; Rubin, 1974). Ce modèe repose sur hypothèse qu un individu ait accès à un traitement. Généraement, e traitement correspond à une poitique pubique mise en pace dont on souhaite évauer impact. Pour cea, on définit une variabe aéatoire T représentant accès au traitement et prenant a vaeur 1 orsque individu i bénéficie du traitement (Ti = 1) et a vaeur 0 orsqu i n en bénéficie pas (Ti = 0). Afin de mesurer impact du traitement, sur a variabe de résutat Y, on note Y 1i a vaeur de Y orsque individu i bénéficie du traitement et Y 0i orsque ce même individu i ne bénéficie pas du traitement. L effet propre (ou causa) du traitement pour individu i, noté i, peut aors s écrire comme a différence entre ses deux variabes de résutats potenties : i=y 1i - Y 0i. L effet propre du traitement pour un individu donné n est cependant pas observabe par économètre : quand individu i bénéficie du traitement, seu Y 1i est observé et, e contrefactue Y 0i, i.e. a vaeur de Y qui aurait été observée si individu n avait pas été traité n étant pas observabe. Y 0i représente aors e résutat contrefactue. De même, quand individu i ne reçoit pas e traitement, Y 0i est observé et Y 1i ne est pas. Le modèe de Roy-Rubin définit pusieurs paramètres permettant d évauer effet causa d une mesure. Le paramètre e pus répandu dans a ittérature est effet moyen du traitement sur a popuation qui en bénéficie (Average treatment effect on the treated (ATT)). Pus précisément, on souhaite mesurer comment e traitement affecte en moyenne a variabe de résutat par rapport à ce qu ee serait si es personne traitées n avaient pas eu e traitement. Soit formeement, Comme e contrefactue E[Y 0 \T=1] est inobservabe, objectif est de ui trouver e meieur substitut possibe afin d estimer sans biais ATT. Or, utiiser a moyenne de a variabe de résutat sur es non traités E[Y 0 \T=0] pour approximer e contre-factue n est habitueement pas une bonne soution car a variabe d affectation au traitement et a variabe de résutat ne sont en généra pas indépendantes si par exempe es individus qui ont un i positif participent pus souvent au traitement que es autres. Autrement dit, i existe un biais d autoséection potentie (ceux qui bénéficient du traitement sont ceux qui ont e pus à y gagner) éga à : Par conséquent, estimation de ATT est sans biais si et seuement si E[Y 0 \T=1] - E[Y 0 \ T=0] =0 (ou encore si ( Y0 T)) On peut égaement s intéresser à effet moyen du traitement sur ensembe a popuation (Average treatment effect (ATE)) : ATE =E[Y 1 - Y0 ] Dans ce cas, es deux contrefactues doivent être approximés et a condition d indépendance entre e traitement et e résutat porte aors sur es deux variabes de résutats potenties (Y 1, Y 0 T). Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 16

Dans e cadre d une expérimentation sociae où e traitement est assigné de manière aéatoire, es variabes de résutat et de traitement sont indépendantes par construction, tant du point de vue des variabes observabes que des variabes inobservabes : on a donc Nous pouvons ainsi estimer effet moyen du traitement simpement en cacuant a différence de moyenne de a variabe de résutat entre e groupe traité et e groupe témoin : De ce fait, si on observe une différence significative de a variabe de résutat entre es groupes, cette différence est excusivement attribuabe au traitement. Lorsque accès au traitement n est pas aéatoire, d autres méthodes dites non expérimentaes ont été déveoppées pour construire es contrefactues (Imbens et Woodridge, 2009 ; Givord, 2010). Nous empoyons une de ces méthodes pour évauer impact de a réunion d information (voir encadré 7). 4.1. Effet faibe mais significatif de a majoration du chèque santé sur e recours à ACS La réaction des assurés expérimentés à envoi des courriers par a CPAM de Lie est tout d abord mesurée par e nombre de dossiers compets retournés. Sur es 4 209 assurés, 701 dossiers compets ont été réceptionnés et ont fait objet d une suite, soit un taux de retour de 17 % (tabeau 3). Le taux de retour est gobaement assez modeste. I convient cependant de souigner, d une part, que nous ne connaissons pas précisément e nombre de courriers parvenus réeement aux assurés, certaines adresses pouvant être erronées ; d autre part, certains ménages expérimentés sont inéigibes en raison de ressources trop faibes ou trop éevées 17, ou du bénéfice d une compémentaire santé à titre coectif par e biais de eur empoyeur et qu is peuvent en être informés, à a suite de démarches antérieures auprès de a CPAM par exempe. Le taux de réponse moyen de 17 % minore donc efficacité réee de a campagne d information dans des proportions qu i ne nous est pas possibe d évauer. La ecture du tabeau 3 permet égaement de comparer es taux de retour par groupe. Pour e groupe témoin, 16 % des assurés ont retourné un dossier compet pour obtenir ACS (soit 222 dossiers). Les assurés s étant vu proposer uniquement aide majorée (groupe traité 1) ont significativement pus souvent compété un dossier que es assurés du groupe témoin (au seui de significativité de 5 %), avec 18,6 % de taux de retours. La majoration du chèque santé sembe ainsi avoir un impact sur a probabiité de déposer un dossier, bien que cet impact soit imité. On peut mesurer cet impact par éasticité de a probabiité de déposer un dossier compet par rapport au montant du chèque. Cette éasticité est cacuée comme e rapport du taux de croissance de a probabiité de recours et du taux de croissance du montant du chèque 18 à partir des résutats reatifs aux groupes témoin et traité 1 ; ee s étabit à 0,22 (tabeau 4). Cet indicateur rend compte de a sensibiité des assurés sociaux au montant du chèque santé, et montre ici qu une augmentation du chèque santé 17 Les revenus renseignés dans es fichiers de a CAF sont en effet des revenus de année 2007 qui, en outre, ne correspondent pas précisément aux ressources demandées par a CPAM pour évauation de éigibiité à ACS. 18 En adoptant un taux de croissance du chèque de 75 % (aors que ce taux s éève à 62,5 % pour es pus de 60 ans). Nous faisons e choix du cacu d une éasticité gobae minorée putôt que e cacu d éasticité par tranche d âge car e faibe effectif des pus de 60 ans ne permet pas de cacuer une éasticité avec suffisamment de précision. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 17

de 10 % augmente a probabiité de compéter un dossier de 2,2 %. On note égaement, que a sensibiité au prix est simiaire parmi es assurés sociaux bénéficiant initiaement d une compémentaire santé et parmi ceux n en bénéficiant pas. Ce résutat peut paraître surprenant puisque ACS se présente comme une aubaine pour es personnes initiaement couverte par une compémentaire santé. I rend difficie interprétation des éasticités comme refet d une sensibiité aux prix des contrats d assurance. Les comportements sont trop «bruités» par imparfaite compréhension du dispositif et de information contenue dans es courriers. La réponse des personnes expérimentées se comprend certainement mieux comme une réponse à une prestation pubique cibée, en fonction des coûts informationnes et administratifs, du montant de a prestation ui-même et aussi des bénéfices attendus de cette prestation, mais ces bénéfices doivent être considérés comme une dimension parmi d autres de expication du non-recours. Tabeau 3 : Taux de retour de dossiers compets par groupe Dossiers compets IC 95 % Nombre d assurés Témoin 222* 15,9 % (14,0 % ; 17,8 %) 1 394 100,0 % Traité 1 262 18,6 % (16,5 % ; 20,6 %) 1 412 100,0 % Traité 2 217 15,5 % (13,6 % ; 17,4 %) 1 403 100,0 % Dont avec réunion 35 28,0 % (20,0 % ; 36,0 %) 125 100,0 % sans réunion 182 14,2 % (12,3 % ; 16,2 %) 1 278 100,0 % Tota 701 16,7 % (15,5 % ; 17,8 %) 4 209 100,0 % Note : Ce tabeau présente e nombre et a proportion de dossiers compétés par groupe. * Lecture : Dans e groupe témoin, parmi es 1 394 assurés, 222 (15,9 %) ont retourné un dossier compet de demande d ACS. Tabeau 4 : Easticités de a demande d ACS au montant de aide et seon e statut vis-à-vis de a compémentaire santé en décembre 2008 Dossier compété ACS notifiée Easticité IC 95 % Easticité IC 95 % Ensembe 0,22 (-0,01 ; 0,49) 0,49 (0,11 ; 0,96) Seon e statut vis-à-vis de a CS en 2008 Non 0,23* (-0,16 ; 0,76) 0,51 (-0,12 ; 1,47) Oui 0,21 (-0,06 ; 0,55) 0,48 (-0,03 ; 1,06) Note : Easticités cacuées en faisant e rapport entre e taux de croissance de a probabiité de constituer un dossier compet (d obtenir ACS) entre e groupe témoin et e groupe traité 1, d une part, et e taux de croissance du chèque santé entre e montant nationa et e montant majoré pour es moins de 59 ans (ce taux étant égèrement inférieur pour es pus de 60 ans), d autre part. * Lecture : Pour es assurés sans compémentaire santé en 2008, une augmentation du prix de 10 % augmente a probabiité de retourner un dossier de 2,3 %. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 18

4.2. Seue a moitié des individus ayant compété un dossier se voit déivrer un chèque santé Au-deà des dossiers compétés, on peut aussi s interroger sur es chèques réeement déivrés, puisque ACS n a pas été accordée par a CPAM à tous es assurés ayant compété un dossier en raison de ressources en dehors des seuis d éigibiité. Au tota, 55 % des dossiers retournés compets ont donné droit à ACS (tabeau 5), 10 % ont donné droit à a CMU-C car es ressources des ménages étaient inférieures au seui d éigibiité de ACS et 36 % ont été refusés pour cause de ressources trop éevées (tabeau 6). I est important de noter ici que e taux de refus des dossiers est considérabe pour une popuation préséectionnée par a Caf. C est un éément à notre sens très important à prendre en compte. Le coût des démarches à entreprendre est très sensibement renforcé par a faibe probabiité de succès. Ceci est commun à toutes es prestations sous conditions de ressources mais particuièrement renforcé dans e cas de ACS compte tenu de étroitesse de a cibe de niveaux de vie. Finaement, seus 9 % des assurés expérimentés ont donc obtenu ACS, 2 % a CMU-C et pus de 6 % se sont vu refuser ACS et a CMU-C. La comparaison des taux d accords ACS par rapport au nombre d assurés des différents groupes conduit à des concusions assez comparabes à cees tirées de anayse des taux de retour de dossiers, écart entre e groupe témoin et e groupe traité 1 étant toutefois accentué. Le taux d accords ACS parmi es assurés expérimentés est ainsi de 8 % dans e groupe témoin contre 11 % dans e groupe traité 1. L éasticité de a probabiité, définie comme e rapport du taux de croissance de a probabiité d obtenir ACS et du taux de croissance du montant du chèque entre es groupes témoin et traité 1, s étabit à 0,49 (tabeau 5), soit un niveau sensibement pus éevé que cee cacuée sur a base des taux de retour des dossiers compets. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 19

Tabeau 5 : Aides compémentaires santé (ACS) accordées par groupe Effectifs % par rapport au nombre tota d assurés expérimentés IC 95 % % par rapport au nombre de dossiers compets IC 95 % Témoin 110* 7,9 % (6,5 % ; 9,3 %) 49,6 % (42,9 % ; 56,2 %) Traité 1 152 10,8 % (9,1 % ; 12,4 %) 58,0 % (52,0 % ; 64,0 %) Traité 2 125 8,9 % (7,4 % ; 10,4 %) 57,6 % (51,0 % ; 64,2 %) Avec réunion 22 17,6 % (10,8 % ; 24,4 %) 62,9 % (46,0 % ; 79,6 %) Sans réunion 103 8,1 % (6,6 % ; 9,6 %) 56,6 % (49,3 % ; 63,9 %) Tota 387 9,2 % (8,3 % ; 10,1 %) 55,2 % (51,5 % ; 58,9 %) Note : Ce tabeau présente e nombre d ACS notifiées par groupe ainsi que eur proportion par rapport au nombre tota de d assurés incus dans expérimentation et par rapport au tota de dossiers compétés. * Lecture : Parmi es 1394 assurés du groupe témoin, 110 ont eu droit à ACS, soit 7,9 % des courriers envoyés et 49,6 % des dossiers compétés. Tabeau 6 : Les motifs de refus d accord d Aide compémentaire santé (ACS) CMU-C (ressources < pafond) Ressources > pafond Effectifs % par rapport au nombre d assurés expérimentés % par rapport au nombre de dossiers compets Effectif % par rapport au nombre d assurés expérimentés % par rapport au nombre de dossiers compets Témoin 25* 1,8 % 11,3 % 87 6,2 % 39,2 % Traité 1 25 1,8 % 9,5 % 85 6,0 % 32,4 % Traité 2 21 1,5 % 9,7 % 71 5,1 % 32,7 % Avec Réunion 2 1,6 % 5,7 % 11 8,8 % 31,4 % Sans réunion 19 1,5 % 10,4 % 60 4,7 % 33,0 % Tota 71 1,7 % 10,1 % 241 5,8 % 34,7 % Note : Ce tabeau présente e nombre d accord CMU-C et e nombre de refus pour cause de ressources supérieures au pafond par groupe, ainsi que e pourcentage par rapport au nombre d assurés expérimentés et par rapport au tota des dossiers compétés. * Lecture : Pour e groupe témoin, 25 assurés ont obtenu un accord CMU-C, soit 1,8 % des assurés expérimentés et 11,3 % des dossiers compétés. Cette augmentation de éasticité est a conséquence du fait que e taux de notification des dossiers compets est pus faibe dans e groupe témoin que dans es groupes traités. En effet, e taux de notification parmi es dossiers compets envoyés n est que de 49 % dans e groupe témoin, contre 58 % dans e groupe traité 1 et 57,6 % dans e groupe traité 2 (tabeau 5). Comme e montre e tabeau 6, aide exceptionnee offerte aux individus des groupes traités sembe avoir séectionné un peu pus précisément es assurés effectivement éigibes, c est-à-dire es pus pauvres parmi es assurés expérimentés, puisque e taux de refus en raison de ressources trop éevées est pus faibe dans es groupes traités 1 et 2 que dans e groupe témoin. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 20

4.3. L invitation à a réunion d information annue effet de a majoration du chèque santé Pour e groupe traité 2, dont es membres ont reçu une invitation à une réunion d information ainsi qu une proposition d ACS majorée, e taux de retour de dossiers compets s éève à 15,5 %. Ce taux de retour est égèrement inférieur à ceui du groupe témoin mais pas de manière significative. En revanche, ce taux est significativement moins éevé que ceui du groupe traité 1 (au seui significativité de 5 %). La différence est encore pus nette si on ne considère que es assurés qui ne sont pas aés à a réunion d information, e taux de retour est aors de 14,2 %, aors que e même montant d aide eur a été pourtant offert. Parmi es 1 403 assurés du groupe traité 2, seus 125 se sont effectivement rendus à a réunion d information à aquee is étaient invités (soit 9 %). Parmi ces derniers, 35 ont retourné un dossier compet (soit 28 %), soit une proportion significativement pus éevée que cee des autres groupes (au seui de 1 %) ; nous reviendrons pus oin sur a signification qu i faut donner à ce résutat. De manière attendue, a réunion sembe aors avoir joué positivement sur a demande d ACS des personnes y ayant participé mais, de manière moins attendue, invitation à a réunion a putôt inhibé es personnes n y ayant pas participé. On peut avancer idée qu une partie des assurés du groupe traité 2 ne s étant pas rendus à a réunion, ont tenu pour obigatoire eur présence et n ont donc pas jugé bon d entreprendre des démarches dès ors qu is ne pouvaient s y rendre 19. On comprend ici toute a difficuté de a communication pour une CPAM : a compexité du dispositif de ACS demande une information directe, en face à face, mais invitation à s informer dans es ocaux de a CPAM décourage certains d entreprendre des démarches. Ceci égitime certainement de recourir à des institutions tiers (association, mutuees, assistantes sociaes ) pour diffuser information (Chauveaud et Warin, 2009). 4.4. Assister à a réunion augmente a probabiité de compéter un dossier Comme nous avons précisé pus haut, es assurés sociaux ayant participé à a réunion ont une probabiité significativement pus éevée de compéter un dossier (et de se voir accorder ACS). Ce résutat attendu est encourageant mais qui doit être consoidé car on ne peut, ici, s appuyer sur e caractère expérimenta de étude. Les individus s étant rendus à a réunion d information ont en effet un profi particuier. Comme on peut e constater sur e tabeau A de encadré 7 anaysant es déterminants de a participation à a réunion, ces individus sont pus âgés, pus souvent en ALD, sans CS en début d expérimentation et ont engagé des dépenses de santé pus importantes en 2008. On peut donc s interroger sur e fait de savoir si eur comportement ne s expique pas simpement par ce profi particuier pus que par e fait d avoir assisté à a réunion. 19 Cette interprétation sembe être confirmée par étude quaitative (voir encadré 4 et Wittwer et a., 2010) qui mentionne que certains assurés sociaux s étant rendus à a réunion ont compris eur présence à cette réunion comme un préaabe nécessaire à obtention de aide. Ceci démontre à que point es modaités de communication déterminent efficacité de information transmise. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 21

Afin de répondre à cette interrogation des méthodes d appariement ont été mises en œuvre (voir encadré 7). Leur principe consiste à comparer es taux de dossiers compétés entre e sous-groupe des individus s étant rendu à a réunion et e sous-groupe ne s y étant pas rendu ayant es caractéristiques observabes es pus proches des individus ayant participé. L ensembe des méthodes mises en œuvre confirme efficacité de a réunion (tabeau 7). Les participants à a réunion ont un taux de retours de dossiers compets de demande d ACS de 10 à 12 points de pourcentage pus éevé par rapport à ce qu i serait si ces assurés n avaient pas participés à a réunion (ATT). On remarque que effet moyen sur a popuation est très simiaire (ATE). Assister à a réunion augmente ainsi significativement a probabiité de compéter un dossier quees que soient es caractéristiques observabes des assurés. Cette démonstration n est pourtant pas suffisante. En effet, es variabes à notre disposition ne caractérisent qu imparfaitement es individus expérimentés. Ces derniers diffèrent évidemment par bien d autres dimensions et certaines d entre ees peuvent à a fois expiquer eur propension à se rendre à a réunion et à compéter un dossier, par exempe intérêt qu is portent à eur santé. Autrement dit, i est possibe que es estimations précédentes attribuent à a réunion un effet sur e comportement de recours qui est en réaité e fait de variabes inobservées. Les données dont nous disposons aujourd hui ne nous permettent maheureusement pas d aer pus oin sur ce point. 5. Les enseignements de expérimentation Cette étude confirme que ACS est un dispositif compiqué qui touche difficiement sa cibe. La majoration du montant du chèque, pourtant sensibe, n améiore que très égèrement e taux de recours à ce dispositif. Ee sembe cependant améiorer efficacité de information transmise par courrier par a CPAM mais dans des proportions réduites. Par aieurs, es bénéficiaires d une compémentaire santé ne répondent pas de manière significativement différente aux non bénéficiaires, ce qui aisse à penser que a question centrae du non-recours à ACS n est pas cee du coût de a compémentaire santé mais pus certainement cee de accès à information et cee du coût et de a difficuté des démarches, incertitude pesant sur éigibiité étant un facteur aggravant. La démarche expérimentae mise en œuvre dans cette étude a avantage de s appuyer sur évauation d un dispositif réaiste, mise en œuvre in vivo, et d échapper par construction aux effets de séection qui rendent habitueement déicat évauation des poitiques pubiques. Ee n est pourtant pas sans imite. D une part, a popuation étudiée n est pas représentative de a popuation éigibe, es éigibes (potenties) à ACS à Lie présentant des caractéristiques particuières. D autre part, efficacité des traitements est dépendante de institution qui a conduite et des reations qu ee entretient avec ses assurés sociaux, surtout es pus modestes. Rien ne dit qu une même expérimentation sur une popuation simiaire aurait eu es mêmes effets dans une autre CPAM. Enfin, inconvénient majeur d une expérimentation est cee de a durée. I est probabe que a majoration du chèque santé ait des répercussions à ong terme en compémentarité avec a ente diffusion de information. Une expérimentation nécessairement imitée dans e temps, en raison de son coût en particuier, aisse échapper ses effets potenties de ong terme. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 22

Tabeau 7 : Evauation de effet de a réunion à aide des méthodes d appariement par score de propension Méthodes ATE ATT Pus proche voisin (1-1) 0,114** (0,0573) 0,120*(0,0655) 4 pus proches voisins (1-4) 0,119** (0,0531) 0,106** (0,0504) Radius 0,112** (0,0437) 0.120** (0,0473) Noyau 0,109** (0,0515) 0,115** (0,0548) Hirano, Imbens et Ridder (2003) 0,104**(0,0424) 0,113**(0,0427) Traitement : participation à a réunion 125 1 403 N Légende : seuis de significativité * 10 %; ** 5 %; *** 1 %. Note : Les vaeurs entre parenthèses sont es écarts-types estimés par bootstrap de 100 répications. L hypothèse d un support commun est imposée par a méthode du minimum/maximum. Ceci revient à éiminer es assurés du groupe non traité dont e score est inférieur au minimum observé dans e groupe traité pour estimation de ATT (Dehejia et Wahba, 1999) et égaement es individus dont e score est pus éevé que e maximum dans e groupe traité pour estimation de ATE. Les estimations des méthodes des pus proches voisins, du radius et du noyau ont été réaisées à aide de a commande Stata déveoppée par Leuven et Sianesi, 2003. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 23

Encadré 7 Méthode d appariement sur e score de propension Les assurés du groupe traité 2 ont été invités à une réunion d information sur e dispositif de ACS. Certains d entre-deux s y sont rendus, d autres non. I est aors très probabe que es individus qui ont choisi de participer à a réunion sont aussi ceux qui auraient pus souvent retourné un dossier indépendamment de invitation à a réunion. I est nécessaire de s assurer que effet attribué à invitation à a réunion n est pas finaement seuement dû au profi particuier des participants. Afin de contrôer ce biais de séection potentie, nous mettons en œuvre pusieurs estimations d appariements (ou méthodes du matching) (Rosenbaum et Rubin, 1983). L objectif est d estimer effet propre de a réunion sur a probabiité de retourner un dossier de demande d ACS sur es participants ( ATT ) mais aussi sur ensembe des assurés du groupe traité 2 ( ATE ). Le traitement T est défini ici comme a participation à a réunion (cf. encadré 6). L appariement consiste à former des paires d individus identiques, un appartenant à a popuation traitée (es assurés s étant rendus à a réunion) et autre à a popuation témoin (es non-participants à a réunion). L objectif est de constituer une popuation témoin, un bon contrefactue, ayant es mêmes caractéristiques que a popuation traitée. Pour chaque individu de a popuation traitée, on cherche sa paire dans a popuation témoin à partir des caractéristiques observabes ex ante (es Xi). Cette méthode repose sur deux hypothèses. La première est que conditionneement aux Xi, a probabiité de retourner un dossier est indépendante de a participation à a réunion. Soit formeement que Y0i, Y1i Ti\Xi. La deuxième hypothèse est existence d un support commun : 0<P[Ti=1\Xi ]<1. L effet moyen de a réunion sur es participants (ATT) estimé à aide d une méthode d appariement peut s écrire comme suit : où N 0 et N 1 sont respectivement e nombre d individus n ayant pas assisté à a réunion et e nombre d individus y ayant participé. W(i,j) est a pondération choisie pour construire e contrefactue, c est-à-dire a pondération retenue pour séectionner individu (es individus) j dans a popuation des non participants e pus proche (es pus proches) de individu i dans a popuation des participants. Et on a pour tous es i. Afin de réger e probème de dimensionnaité (dû à un appariement sur un grand nombre de variabes observabes), nous apparions sur e score de propension ; c est-à-dire a probabiité p(x)=p[t=1\x] de participer à a réunion conditionneement aux observabes (Rosenbaum et Rubin, 1983). Le matching sur e score de propension suit une procédure d estimation à deux étapes. Le score de propension est d abord estimé à aide d une régression ogistique, dont es résutats sont présentés dans e tabeau 10 en annexe. Nous utiisons ensuite pusieurs méthodes d appariement pour cacuer ATT et ATE afin de tester a robustesse des estimations. La méthode a pus directe est appariement sur e pus proche voisin qui consiste à trouver pour chaque individu dans a popuation traitée sa paire dans a popuation témoin avec e score de propension e pus proche (dans ce cas, W(i,j)=1). Comme a popuation témoin (n ayant pas participé à a réunion) est pus arge que a popuation qui s est rendue à a réunion, nous utiisons ensuite a moyenne des 4 pus proches voisins dans a popuation témoin pour former une paire avec un individu traité (Abadie et a., 2004) de façon à obtenir une estimation pus précise (dans ce cas, W(i,j)=1/4). Cependant appariement sur e(s) pus proche(s) voisin(s) a inconvénient de couper deux individus sans tenir compte de a distance entre e traité et son pus proche voisin dans a popuation non traitée. Ainsi, si e pus proche voisin, en termes de score de Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 24

propension, est très éoigné, es d individus formant une paire risquent d avoir des caractéristiques très différentes. Le matching sur e radius permet de contrôer ce risque. I consiste à excure es coupes d individus dont a différence de score dépasse une vaeur fixée. Nous estimons enfin e contrefactue à aide d une estimation à noyau. (Dans ce cas, ). Aors que es méthodes précédentes empoient uniquement une partie des observations de a popuation non traitée, es estimateurs à noyau semi-paramétriques utiisent a moyenne pondérée de tous es individus dans a popuation non traitée pour approximer e contrefactue. Par conséquent, avantage de ces estimateurs est une variance pus petite due à utiisation de pus d information. Ces estimateurs nécessitent toutefois de choisir une fonction du noyau et de fixer a taie de a fenêtre du noyau. Aors que e choix de a fonction noyau n a pas beaucoup d importance en pratique, a taie de a fenêtre du noyau impique d arbitrer entre une variance faibe et une estimation non biaisée. Nous avons choisi d utiiser un noyau d Eparechnikov et une fenêtre égae à 0,01 pour estimateur à noyau et pour e matching par radius. Enfin, en suivant Hirano et a., (2003), nous estimons e contrefactue en pondérant chaque individu non participant par inverse de sa propension à compéter un dossier. Formeement effet moyen sur a popuation et effet moyen sur es traités sont respectivement: Nous réaisons e matching avec remise ( ensembe de échantion est utiisé à chaque fois, un même individu peut donc être utiisé pusieurs fois) et préférons ainsi une estimation sans biais à une estimation efficace. Pour pus d informations sur ensembe de ces estimateurs, e ecteur pourra se référer à Heckman et a., 1997 et 1998, Givord, 2010 et Caiendo et Kopeinig 2008. Variabe Tabeau A : Probabiité de participer à a réunion (pour es assurés du groupe traité 2) Odds ratios (0R) Age 1,14*** Age² 0,99*** Femme 0,84 Régime de assuré En empoi Réf. Invaidité 0,62 Retraite 0,61 Sans empoi 0,84 Ayant-droit enfant de moins de 3 ans 1,55 CMU-C en 2007 0,94 CS en 2008 0,63** ALD en 2008 1,88** Dépenses en soins ambuatoires en 2008 < 200 0.60* 200-700 0.47** 700-2000 1,00 >= 2000 Réf. N 1 403 Légende : Seuis de significativité * 10 %; ** 5 %; *** 1 %. Note : Régression ogistique de a probabiité de participer à a réunion pour e groupe traité 2 (variabe indicatrice : 1 assuré s est rendu à a réunion, 0 sinon). Le tabeau présente es Odds Ratios. Document de travai n 36 - IRDES - Décembre 2010 25

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Les enseignements d une expérimentation sociae à Lie Sophie Gutmuer(LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine), Forence Jusot (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine, Irdes), Jérôme Wittwer (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine), Caroine Deprés (Irdes) Le dispositif de Aide compémentaire santé (ACS) a été mis en pace e 1er janvier 2005 afin d inciter es ménages dont e niveau de vie se situe juste au dessus du pafond CMU-C à acquérir une couverture compémentaire santé (CS). Même si e nombre de bénéficiaires a entement progressé depuis son introduction, e recours à ACS reste faibe. Deux hypothèses peuvent être formuées pour expiquer cet état de fait : (1) Le défaut d information sur existence du dispositif, son fonctionnement et sur es démarches à entreprendre pour en bénéficier. (2) Le montant de aide est insuffisant, une CS resterait trop chère même après déduction de aide. Cet artice cherche à tester a vaidité de ces deux hypothèses dans e cadre d une expérimentation contrôée au niveau d une Caisse primaire d assurance maadie (CPAM) (à Lie). Trois groupes d assurés ont été aéatoirement constitués ; e premier groupe (groupe témoin) s est vu proposer e montant d ACS en vigueur, e deuxième groupe (groupe traité 1) a reçu une proposition d aide majorée et e troisième groupe (groupe traité 2) a reçu en pus d une proposition d aide majorée, une invitation à une réunion d information sur e dispositif. L anayse des taux de dossiers de demande retournés par groupe ainsi que e nombre d ACS accordées rend compte des concusions suivantes : (1) La majoration du «chèque santé» a un effet faibe mais significatif sur e recours à ACS. (2) De manière inattendue, invitation à a réunion d information annue effet de a majoration du chèque. (3) Assister à a réunion augmente cependant de manière significative a probabiité de retourner un dossier de demande. Cette étude confirme ainsi que ACS est un dispositif compiqué qui touche difficiement sa cibe. Par aieurs, es bénéficiaires d une CS ne répondent pas de manière significativement différente aux non bénéficiaires ce qui aisse à penser que a question centrae du non recours à ACS n est pas cee du coût de a CS mais pus certainement cee de accès à information et cee du coût et de a difficuté des démarches, incertitude pesant sur éigibiité étant un facteur aggravant. Affordabiity of Compementary Heath Insurance in France: A socia experiment Sophie Gutmuer(LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine), Forence Jusot (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine, Irdes), Jérôme Wittwer (LEDa-LEGOS, Université Paris-Dauphine), Caroine Deprés (Irdes) In order to improve financia access to compementary heath insurance (CHI) in France, a CHI voucher program was introduced in 2005, caed Aide Compémentaire Santé (ACS). ACS is intended for househods whose resources are just above the free CHI pan eigibiity threshod (CMU-C). Four years ater, the program concerns ony 18% of the eigibe popuation. We deveoped a controed experiment with the Nationa Heath Insurance Fund in order to test whether this ow takeup rate is due to the current financia aid being insufficient or whether it is expained by a ack of information on the appication process. Three groups of eigibe househods iving in an urban area in the north of France were randomy seected: a contro group benefiting from the current financia aid, a group benefiting from a 75% voucher increase, and a ast group benefiting from a 75% voucher increase and invitation to an information meeting on ACS. Six months after experiment started, we observe a sma but positive effect of the voucher increase on ACS take-up. Surprisingy, both treatments, the invitation to a briefing and the voucher increase, seem to cance each other out. However, attending the briefing has a positive and significant impact on ACS take-up. Thus, this study confirms that ACS is compicated and hardy hits its target. Moreover, CHI beneficiaries and non-beneficiaries don t respond differenty to treatments, which suggests that the centra issue of ACS ow take-up rate is not the CHI cost itsef but most certainy that of the access to information, the cost and the compexity of the appication process. www.irdes.fr ISBN : 978-2-87812-365-4 ISSN: 2102-6386