Memoire Online - Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Master II « Economie de la Santé dans les Pays en Développement et en
transition »

Etude de l'instauration d'un mécanisme d'assurance
2000-2005 / sur 32 Etats Fédéraux.

Je dédie ce mémoire de DEA à mon cher papa, tu es parti si tôt ! On ne t'oubliera jamais.

Pour tout ce que tu as fait pour nous assurer une meilleure éducation possible. Nous prions pour toi !

A la mémoire de mes amis et frères Abdoulaye Vieux Ciss et Mansour N'diaye. Nous prions pour vous !

Que Dieu les accueille dans son paradis par la grâce du prophète Muhammad (PSL) Amiin !!!

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

v' A la mémoire de mon père Mouhamadou Lamine SANE. Qu'Allah l'accueille dans son paradis. Amiin.

v' A ma mère Agnès Diatta, qui s'est toujours sacrifiée pour le bonheur de ses enfants.

v' A la mémoire de mes amis et frères Abdoulaye Vieux Ciss et Mansour Ndiaye. Qu'Allah les accueille dans son paradis. Amiin.

v' A mes voisins de Chambre v' A mes cousins et cousines v' Je dédie ce modeste travail

Je remercie ALLAH le TOUT PUISSANT de m'avoir donné la force et le courage d'accomplir ce dur travail et qui m'a associé à toutes les personnes qui m'ont aidé.

Merci au prophète Muhammad Rassouloulahi (PSL) pour avoir porté mes prières par sa « BARAKA » au TRES HAUT ALLAH !

Ma maman pour son amour, pour sa dévotion, pour l'éducation qu'elle nous a donné, pour son soutien matériel et moral et aussi ses conseils.

A tous mes enseignants pour la qualité de l'enseignement et le savoir que j'ai reçu.

Toutes les personnes, enfin qui ont été à mes côtés : merci pour l'aide matérielle, les prières, les conseils, les encouragements et le réconfort que vous m'avez apportées.

ISSSTE : Instituto de Seguridad y Servicios Sociales de los Trabajadores del Estado.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Résumé

Cette étude présente une évaluation préliminaire de la distribution de l'assurance par le Seguro popular et son effet sur l'utilisation des services de santé publique, de la dépense privée de santé, et de l'incidence des dépenses catastrophiques de santé parmi les ménages les plus pauvres. Cette étude permet également de poser la question des disparités à l'intérieur du pays et de mieux comprendre les mécanismes de financement du Seguro Popular. Pour le Mexique, une telle étude se justifie d'autant plus que cette réforme s'est faite de manière décentralisée¹ et il semblait plus adapté d'étudier l'impact entre régions.

Summary

This study presents a preliminary evaluation of the distribution of the insurance by Seguro popular and its effect on the public use of the health services, the private expenditure of health, and the incidence of the catastrophic expenditure of health among the poorest households. This study also makes it possible to raise the question of the disparities inside the country and to better understand the finance mechanisms of Seguro Popular. For Mexico, such a study is justified more especially as this reform was done in a decentralized way and it seemed more adapted to study the impact between areas.

¹ Les premières vagues de décentralisation ont commencé en 1980 au Mexique, il y a donc une « culture » d'états fédéraux forts ; ce qui justifie d'autant plus le choix du Mexique.

Introduction

Le contexte sanitaire mexicain avant le Seguro Popular² : nécessité d'instaurer un mécanisme d'assurance santé public.

« Des actions aujourd'hui pour le Mexique du futur » ; le titre du programme national de santé (PNS) 2001-2006 affichait clairement l'ambition de faire évoluer l'accès aux soins de manière significative. C'est dans le but de saisir la portée de ces évolutions majeures de la situation sanitaire mexicaine que nous avons conduit une analyse préliminaire des PNS 2001- 2006 et 2007-2012³. Ce premier travail a permis de connaître la typologie des indicateurs pertinents dans le contexte sanitaire mexicain pour pouvoir identifier les tendances récentes. Le PNS 2001-2006, réalisé en 2000, avant l'instauration du Seguro Popular, nous a permis de nous rendre compte des insuffisances du système de santé mexicain. En effet, en 2000, les

paiements directs représentaient 55% des dépenses de santé des ménages, ce ^quiimpliquait un risque conséquent de coûts catastrophiques⁴ pour les ménages les plus

pauvres. Il est estimé dans ce document qu'environ la moitié des familles au Mexique n'avaient pas de protection sociale ce qui entraînait de profondes inégalités. Ainsi, 50 millions d'individus, soit une famille sur 4, étaient contraintes de repousser des soins de santé pourtant nécessaires, pour des raisons économiques. La situation engendrait également d'autres effets externes négatifs tels qu'une segmentation de la population due à un système de santé à double vitesse ainsi qu'une détérioration de l'état de santé de la population au niveau agrégé.

C'est de ce constat relativement préoccupant , qu'a émergé un consensus politique pour établir un programme national visant à réduire la prévalence des dépenses catastrophiques en santé. C'est donc de l'objectif de mettre en place un mécanisme d'assurance santé public,

³ Ces programmes sont de nature prospectives et visent à renseigner sur les grands objectifs de la politique sanitaire mexicaine sur les 5 ans à venir. Ainsi, le programme 2001-2006 se base sur les données en 2000 et est publié cette même année.

⁴ Les coûts sont considérés comme catastrophiques lorsque leur part, pour payer des soins exceptionnels, excède le seuil des 30% du revenu d'un ménage. A un tel niveau, il y a en effet de forte chance pour le foyer « tombe » dans la pauvreté.

permettant d'étendre la couverture santé aux populations les plus fragiles, qu'est né le Seguro Popular.

L'objectif de ce programme d'« Assurance Populaire » serait à terme d'étendre l'assurance santé à l'ensemble des foyers non assurés au Mexique (il doit agir comme une protection financière pour ces populations). Ce programme de protection sociale en santé s'était fixé comme objectif de parvenir à la couverture universelle d'ici 2010 en couvrant les 50 millions de personnes qui ne l'étaient pas avant son lancement. Concrètement, le programme permet de couvrir un paquet de 249 interventions et le remboursement de 312 médicaments.

La cible prioritaire du Seguro Popular est les familles les plus précaires (les 2 derniers déciles de revenu). L'affiliation inclue également toutes les personnes travaillant à leur compte et qui n'étaient couvertes par aucune institution de sécurité sociale que ce soit. Le financement du Seguro Popular se base sur un schéma de financement public. La dotation du programme provient des apports étatiques et fédéraux. A travers cette dotation, le Seguro Popular est en mesure de financer les fonctions de stewardship (information, évaluation, recherche), les services de santé communautaire, les services de soins de santé essentiels ainsi que les soins de santé exceptionnels ou catastrophiques.

L'un des résultats majeurs qui ressort de plusieurs études économétriques sur l'impact du Seguro Popular est qu'il a atteint un des objectifs annoncés de réduire les dépenses de santé dites « catastrophiques »⁵. Parmi les 20% les plus pauvres, les ménages affectés par les coûts catastrophiques ont baissé d'un tiers. La réduction significative des coûts dits catastrophiques s'explique notamment par un bon taux d'affiliation des personnes ciblés permis dans la mise en oeuvre du Seguro Popular.

5 Cesar G Victora et David H Peters. «Seguro Popular in Mexico: is premature evaluation healthy?», in The Lancet, Vol. 373 No. 9673 pages 1404-1405.

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A première vue, la littérature parvient à des conclusions contradictoires quant à l'existence d'une corrélation significative entre le Seguro Popular et une augmentation de l'utilisation des soins de santé. Un ensemble d'articles semblent converger sur le fait de dire qu'il n'y a pas de corrélation significative entre la couverture santé et la modification de l'utilisation des soins de santé. L'un de ces articles⁷ est une étude d'impact réalisée sur 10 mois de Gary King 8 ; le lancement du Seguro Popular n'a eu d'impact significatif, ni sur la dépense en médicaments des ménages, ni sur l'utilisation des services de santé ou sur l'état de santé. Toutefois, la période d'analyse peut être jugée trop courte pour faire ressortir des résultats significativement corrélés avec la couverture santé. D'autant plus que la

⁶ graphe tiré de l'article Gary King et coll., «Assessing the effect of the 2001-06 Mexican health reform: an interim report card», in The Lancet 2006; 368: page 1923.

⁷ Gary King et coll., «Assessing the effect of the 2001-06 Mexican health reform: an interim report card», in The Lancet 2006; 368

⁸ Gary King (Ph.D) is the David Florence Professor of Government at Harvard University. He also serves as Director of the Institute for Quantitative Social Science.

consommation de médicament, de soins ainsi que l'état de santé ont très peu de chance d'évoluer rapidement.

D'autres études sont cependant parvenues à la conclusion inverse en démontrant une corrélation positive entre assurance et consommation pour un nombre limité interventions et sous certaines conditions. L'une de nos études de référence : «Impact de l'assurance et offre des professionnels de santé sur la couverture des traitements contre l'hypertension », traite de ce thème au Mexique:⁹. Cet article apporte de nouveaux éléments à la littérature sur le sujet. Le résultat auquel parviennent les auteurs de ce texte est que le fait d'être assuré via le Seguro Popular est associé de manière positive et significative avec une hausse du traitement contre l'hypertension ainsi qu'au contrôle de la pression sanguine. L'apport réel de ce papier est de montrer que cette corrélation est d'autant plus vérifiée que l'on se trouve dans des zones avec une forte densité en personnels de santé.

La recommandation en matière de politiques publiques qui se dégage de ce papier est double. En premier lieu, une attention particulière devrait être portée sur le fait de financer et de fournir une couverture universelle aux populations. Un second volet consisterait à augmenter la quantité de professionnels de santé dans les zones où l'offre est considérée comme insuffisante¹⁰. Ce texte constitue une référence à notre rapport car l'objet de notre étude sera d'élargir la corrélation identifiée à l'utilisation des soins de santé dans leur ensemble.

Une étude de 2006 s'est focalisée sur l'évolution en volume de 11 interventions en santé suite au Seguro Popular¹¹ : elle montre que l'assurance a permis d'augmenter la plupart de ces 11 interventions sur la période de 5 ans 2000-2005. Parmi celle-ci, des interventions peu répandues en 2000 comme le traitement de l'hypertension, la

⁹ Impact of insurance and supply of health professionals on coverage of treatment for hypertension in Mexico : population based study». in British Medical Journal

¹⁰ C'est pourquoi le programme Seguro Popular dispose d'un plan directeur pour l'investissement en Ressources Humaines. Les objectifs de ce plan sont de développer des capacités médicales et de soins.

¹¹ article Gary King et coll, «Assessing the effect of the 2001-06 Mexican health reform: an interim

mammographie, l'accouchement sous surveillance ou encore l'accompagnement des naissances prématurées ont connu une hausse significative grâce au Seguro Popular. Toutefois la principale limite de cette étude est qu'elle ne peut pas être extrapolée à l'ensemble des soins couverts par le Seguro Popular. Elle n'en reste pas moins riche d'enseignements pour montrer la pertinence de notre objet de recherche : la relation entre assurance et consommation de santé. Cette même étude a de plus analysé la variation absolue de l'indicateur composite de couverture (incluant ces 14 interventions) dans chaque état du Mexique. Il est à noter que les augmentations les plus élevées ont eu lieu dans les états les plus pauvres : le Chiapas, Oaxaca, Guerrero, Puebla et Veracruz. Comme le confirment les données dans le Programme national de Santé 2001-1006, ce sont ces mêmes états qui avaient les taux de couverture les plus faibles en 2000. Ces éléments nous donnent une première indication sur le caractère « pro pauvres » du Seguro Popular.

Carte : Variation absolue de l'indicateur de couverture entre 2000 et 2005¹²

¹² Carte tiré de l'article de Gary King et coll: «Assessing the effect of the 2001-06 Mexican health reform: an interim report card», in The Lancet 2006; 368: page 1928.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Problématique

Cette première revue de la littérature nous amène à un premier constat : il y a eu augmentation des consultations de tout type 13 : au Mexique, entre 2000 et 2005 les consultations¹⁴ sont passées en moyenne de 2 568 à 2 755 pour 1 000 habitants. Face à cette forte augmentation, une série de questions émergent : la mise en oeuvre du Seguro Popular permet-elle d'expliquer cette variation des consultations ? Si oui, dans quelle mesure ? Quelles sont les autres causes de cette augmentation ? Ces questions nous conduisent à la problématique suivante : La mise en oeuvre effective du Seguro Popular a-t-elle eu un impact significatif sur la hausse des consultations des services de soins de santé définis par les programmes nationaux de santé ?

En d'autres termes, le fait de bénéficier du programme Seguro Popular est-il associé de manière significative à une consultation en soins de santé plus importante ? La réponse fournira une indication sur la modification des comportements pour savoir si, c'est effectivement grâce au Seguro Popular, que les personnes démunies ont eu la démarche d'aller « plus consulter » un médecin généraliste, un spécialiste en cabinet ou à l'hôpital. Cette question permettra de mesurer le degré de réussite de l'option de politique publique privilégiée par les décideurs.

Une question subsidiaire consiste également à se demander quelles sont les conditions pour que cette corrélation puisse être vérifiée ? Ces conditions nous ont amené à introduire d'autres éléments qui pourraient également expliquer une plus forte consultation des services de santé (éducation, dépense de santé, disponibilité des médecins).

L'objet de notre étude est de s'inscrire dans la lignée des études citées plus haut qui interrogent la significativité du lien entre assurance et soins de santé puis qui cherchent à l'expliquer en élaborant un modèle économétrique.

L'apport de notre étude est d'étudier l'impact du Seguro Popular sur les seules consultations de soins et non pas sur la consommation en général (trop vaste et trop complexe pour notre étude). Les études mentionnées ci-haut trouvent une corrélation entre traitement et Seguro Popular. Ce qui change pour notre étude, c'est qu'elle se situe en amont du parcours de soins puisqu'elle interrogera la corrélation entre Seguro Popular et les consultations (qu'il y ait ensuite traitement ou non).

Un premier chapitre qui fera la revue de la littérature sur la question Assurance et Santé

Un deuxième chapitre qui fera une étude de l'incidence du Seguro Popular dans les populations mexicaines.

Un troisième chapitre qui fera une analyse de l'impact du Seguro Popular sur la demande de soins des populations mexicaines.

Chapitre I : ASSURANCE ET SANTE UNE REVUE DE LA LITTERATURE

Le recourt à l'assurance santé comme moyen pour pallier aux coûts catastrophiques de financement de la santé est l'une des questions au coeur des débats de l'économie de la santé. Ainsi, beaucoup d'auteurs ont essayé d'étudier l'impact de celle-ci dans la santé. Ce chapitre mettra en revue une partie des études qui ont été réalisées en essayant de revoir les différentes conclusions tirées par les auteurs sur la question.

I- Le rôle possible de l'assurance comme réducteur des inégalités sociales de

santé, approches théoriques

De nombreuses études ont mis en évidence un lien positif entre le niveau social, l'éducation, le revenu d'une part et la santé d'autre part. Regroupés sous le terme d'inégalités sociales de santé, ces éléments sont largement observés, en Grande-Bretagne (Black Report, 1988 ; Acheson, 1998) et aux Etats-Unis (Smith, 1999). En France, Mesrine (1999) montre que durant la période 1982-96, un ouvrier de 35 ans avait en moyenne 38 ans à vivre, contre 44,5 pour un cadre du même âge. Ces inégalités concernent en premier lieu les personnes exclues du marché du travail: le risque de mortalité des chômeurs, sur la période 1990-95 est près de trois fois plus élevé que celui des actifs occupés, celui des inactifs près de cinq fois plus élevé (Mesrine, 2000).

Parallèlement, on observe aussi des disparités selon le niveau de revenu au sein de la population insérée sur le marché du travail et on peut parler de continuum d'inégalités sociales devant la santé. Enfin, ces inégalités ne tendent pas à se réduire : la diminution des taux de mortalité observée sur la période 1987-1993 par rapport à la période 1979- 1985 a beaucoup moins touché les ouvriers et les employés que les cadres supérieurs et professions libérales (Jougla et al., 2000).

Par ailleurs, on observe que le degré de couverture du risque maladie augmente avec le revenu, même en France où il existe une couverture obligatoire. En effet, la Sécurité sociale ne couvre que 75 % des dépenses de santé, le solde pouvant être couvert par une assurance complémentaire. Or, le taux de souscription à une assurance complémentaire augmente avec le revenu. De plus, le niveau des garanties des contrats, notamment optique et dentaire, augmente lui aussi avec le revenu : parmi les ménages gagnant moins de 3 000 F par unité de

consommation¹⁵, 65 % des individus disposent d'une complémentaire faible ou nulle, contre 28 % dans les ménages dont les revenus dépassent 8 000 F par unité de consommation (Bocognano et al., 2000).

Ce document présente les conclusions issues de la littérature portant sur le lien entre ces deux séries de faits : en quoi une assurance maladie peut-elle contribuer à réduire les inégalités sociales de santé ?

On peut distinguer deux grands mécanismes par lesquels l'assurance peut jouer sur les inégalités de santé. Le premier met en jeu le système de soins : l'assurance, en réduisant le coût des soins, permet théoriquement aux pauvres comme aux riches d'accéder à des services médicaux bénéfiques pour leur santé. Dans ce modèle, pour que l'assurance ait un impact réel sur la santé, deux conditions doivent être réunies : d'une part, l'assurance doit augmenter effectivement la consommation de soins des plus pauvres ; d'autre part, cette augmentation des soins doit améliorer l'état de santé. On présentera les résultats des études reliant directement l'augmentation de l'assurance maladie publique à l'amélioration de la santé. Un second mécanisme suppose que l'assurance peut agir de manière indirecte sur les inégalités sociales de santé, non pas par le biais des consommations de soins mais pas le biais des autres consommations. Toute dégradation de l'état de santé entraîne des dépenses de soins supplémentaires et donc une diminution des consommations non médicales via la baisse du revenu disponible, diminution d'autant plus forte que le niveau d'assurance est faible. Cette diminution du revenu disponible peut entraîner une dégradation de l'état de santé sous l'hypothèse que certaines consommations non médicales sont favorables à la santé. Dans chacun de ces mécanismes, un financement équitable du système d'assurance santé demeure une condition nécessaire à la réduction des inégalités sociales de santé. Le paiement d'une prime d'assurance trop élevée mettrait en effet en péril le budget des plus pauvres. On tiendra dans la suite pour acquis le fait que le système de soins met en oeuvre une subvention des plus pauvres par les plus riches.

Ceci dit, il est évident que l'assurance maladie ne peut pas être le seul instrument de réduction des inégalités sociales de santé. Une littérature abondante éclaire d'autres déterminants de ces inégalités qui se situent hors du système de santé, comme les facteurs de risque et les inégalités de statut social¹⁶.Pourtant, nous avons choisi de nous limiter ici à l'effet de

15 Le revenu par unité de consommation est égal au revenu du ménage divisé par le nombre d'individus du ménage, chaque individu étant pondéré (1 pour le premier adulte, 0,5 pour le deuxième adulte éventuel, 0,3 pour chaque enfant).

l'assurance sur les inégalités sociales de santé, ce pour deux raisons. En premier lieu, ce sujet a été peu étudié, d'une part parce qu'il a pu être souvent considéré comme allant de soi que l'assurance avait un effet bénéfique sur la santé, d'autre part parce que la validation de cette hypothèse nécessite des données longitudinales rarement disponibles. En second lieu, même si l'assurance n'est qu'un facteur de réduction des inégalités sociales de santé parmi d'autres, elle constitue un des principaux instruments des pouvoirs publics.

II- L'assurance maladie peut elle réduire les inégalités sociales de santé en

favorisant la consommation de soins?

II. 1. L'effet de l'assurance sur les consommations de soins

Les enquêtes sur la santé et les soins montrent que la consommation médicale dépend du revenu. Si le montant total des dépenses n'augmente que légèrement avec le revenu, la structure des soins y est très sensible. Les plus pauvres consomment moins de soins de spécialistes, de soins dentaires et d'optique mais plus fréquemment des soins hospitaliers et infirmiers (Bocognano et al., 1999). Cette sous-consommation de soins ambulatoires résulte principalement d'un recours moins fréquent au système de soins, et non d'une dépense plus faible une fois l'épisode de soins engagé (Breuil-Genier et al., 1999).

Plusieurs facteurs peuvent rendre compte de ces disparités de recours aux soins selon le niveau de revenu. Une première hypothèse, dite d'induction de la demande (Rochaix, 1997), serait que les plus riches consommeraient plus de soins parce que les médecins imposeraient à ceux qui peuvent le payer un sur-volume d'actes destiné à garantir leur revenu. Cette hypothèse ne rend cependant pas compte du fait que les riches ont plus de recours spontanés que les pauvres, comme on l'a vu ci-dessus. En effet, l'accès à l'assurance ne garantit pas toujours l'accès à l'ensemble des soins. Les assurés publics peuvent subir un rationnement de l'offre de soins, si l'assurance prévoit des tarifs opposables inférieurs à ceux pratiqués pour les autres patients, comme dans le cadre de Medicaid aux Etats-Unis (Currie, 2000). Un autre facteur possible est que le niveau d'éducation et d'information sur la santé conditionne le recours aux soins, notamment préventifs (Kenkel, 1994) ; or, les individus à bas revenus ont aussi plus souvent un niveau d'éducation bas. On peut aussi soupçonner l'existence d'effets culturels . ou de l'environnement social, les différentes classes sociales ayant des conceptions différentes de leur santé et de leur corps. Par exemple, les individus précaires tendraient à

consulter avec retard, même quand ils peuvent accéder à des soins gratuits (Collet, à paraître). De même, les bénéficiaires de l'Aide médicale gratuite privilégieraient les soins curatifs, en particulier hospitaliers, au détriment des soins préventifs (Breuil-Genier et al., 1999).

En dehors de ces facteurs indirectement liés au revenu, le revenu des patients conditionne directement leurs décisions de consommations de soins. En effet, ce recours plus rare apparaît plus subi que choisi : si, en 1998, 14 % de la population déclare avoir renoncé à des soins pour des raisons financières au cours des douze derniers mois, cette proportion atteint 24 % parmi les personnes disposant d'un revenu inférieur à 3 000 F par unité de consommation (Bocognano,2000).

Le modèle de capital humain appliqué à la santé par Grossman (1972) et Cropper (1977) explique le recours supérieur des riches par leur intérêt bien compris : les individus les plus productifs ont intérêt à investir dans leur santé pour ne pas diminuer leur capacité à travailler. Inversement, les pauvres ne peuvent pas toujours se permettre d'investir dans la santé, si cet investissement se fait au détriment de consommations plus immédiatement nécessaires, comme l'alimentation ou le logement. Si les consommations de soins sont croissantes avec le revenu, on peut comprendre que le recours aux soins des plus pauvres soit sensible à leur degré de couverture maladie : en dotant les individus

les plus pauvres d'une couverture qui réduit le coût des soins au moment de la consommation, cela leur permet d'accéder aux mêmes soins que les plus riches, et d'investir à leur tour dans leur capital santé. En revanche, si l'offre de soins, l'éducation ou la culture sont les facteurs les plus déterminants de l'accès aux soins, il n'y aura pas de lien clair entre degré de couverture et accès aux soins, même chez les pauvres. La question du lien entre couverture et accès aux soins est donc une question empirique, qui doit être départagée par les données d'enquête.

Les études réalisées en France montrent que les dépenses de spécialistes, comme de soins ambulatoires des personnes disposant d'une assurance complémentaire sont plus élevées toutes choses égales par ailleurs (Caussat et al., 1990 ; Breuil- Genier et al., 1999). Aligon et Grignon (1999) montrent que, parmi les individus les plus pauvres, ceux qui sont couverts par une complémentaire atteignent le niveau de dépenses des non pauvres, mais Breuil-Genier et al. (1999) montrent que, en se restreignant à l'ambulatoire, la consommation reste croissante en fonction du revenu parmi les assurés complémentaires. Buchmueller et al. (à paraître) montrent que le niveau de la couverture complémentaire influence la probabilité de recourir

au spécialiste, mais qu'il subsiste un effet revenu à niveau de couverture donné. Cet effet de la couverture complémentaire peut passer par la réduction du prix apparent des soins (en prenant en charge les tickets modérateurs ou les dépassements de prix), mais aussi par le tiers payant, qui permet d'éviter les renoncements dus aux problèmes de trésorerie (Dourgnon et al., 2000).

Cependant, ces études ne permettent pas de contrôler rigoureusement un biais possible lié à l'auto sélection : les personnes en mauvaise santé souscriraient un contrat d'assurance plus adapté à des dépenses de soins anticipées importantes (Geoffard, 2000 ; Couffinhal, 2000) : le lien constaté entre couverture et consommation reflète peut-être pour une part le fait que les individus anticipant des dépenses ont souscrit un contrat.Pour contrôler rigoureusement cet effet, les économistes de la Rand Corporation (Newhouse, 1993) ont mené au cours des années 70 une expérience en grandeur réelle, qui reste à ce jour unique : ils ont attribué aléatoirement à des familles américaines des contrats de couverture maladie différant par le taux de remboursement des soins et par le plafond de dépenses de soins annuelles à la charge du ménage, et ont alors observé leurs consommations de soins pendant trois à cinq ans. Cette étude a montré l'existence d'un effet très net de la couverture sur la consommation : les personnes couvertes totalement avaient des dépenses 30 à 40 % supérieures à celles des personnes ayant à leur charge 95 % du coût des soins. Elle a montré aussi que dès qu'on dépassait 25 % du coût à la charge du patient (soit le montant des dépenses non couvertes en France approximativement), on diminuait fortement le volume consommé ; en fait, l'essentiel de la réduction de consommation est constatée entre 0 % et 25 % à la charge du patient (Newhouse, 1993). D'autres études ont étudié cette question à partir de l'impact de l'accès aux programmes d'assurance maladie à financement public aux Etats-Unis. Le principal

programme public d'assurance maladie aux Etats-Unis est Medicaid, qui s'adresse aux bénéficiaires de l'aide sociale, soit en majorité les femmes et les enfants pauvres. Il couvre les soins (y compris les soins préventifs) sans ticket modérateur, ni franchise. Ce programme constitue un bon cas d'étude de l'impact de l'assurance sur les soins reçus parce que son implantation s'est faite progressivement et différemment d'un état à l'autre. En juillet 1991, tous les états ont été obligés de couvrir tous les enfants pauvres, ce qui a doublé la population potentiellement éligible à Medicaid (de 15 % à 35 % des femmes en âge d'avoir des enfants).

Currie (2000) résume les principales études portant sur l'impact de Medicaid sur la consommation de soins, qui montrent que l'ouverture des droits à l'assurance augmente le recours aux soins : devenir un assuré Medicaid permet aux enfants de ménages défavorisés d'atteindre le même nombre de visites curatives que les enfants assurés du privé, et plus de visites préventives.

Les mêmes conclusions se retrouvent pour des programmes d'assurance publique autres que Medicaid, tels que le CHIP (Children Health Insurance Program) étudié par Tilford et al. (1999) ou des programmes à destination des travailleurs pauvres dans certains états (Kilbreth et al.,1998).

Enfin, hors des Etats-Unis, Nanda (1999) montre qu'un programme de micro crédit permet de solvabiliser l'accès aux soins. Elle montre que l'éligibilité au programme a un impact fort sur les modes de recours aux soins des femmes, l'éligibilité augmentant le recours à la médecine moderne, notamment en clinique. Une simulation indique que l'effet est comparable à celui obtenu en consacrant la même somme à la construction de cliniques dans les villages.

II.2. L'impact des soins sur l'état de santé est difficile à évaluer

Nous venons de voir que l'assurance maladie a un impact sur le recours aux soins, notamment des plus pauvres. Il reste donc à déterminer si ce recours aux soins supérieur améliore l'état de santé. C'est uniquement seulement si ces deux conditions sont vérifiées, rappelons-le, que l'assurance aura un impact sur la santé.

Il est cependant difficile de vérifier empiriquement l'effet des soins sur la santé, car, à un
instant donné, le lien positif éventuel entre la consommation de soins et la santé future peut
être masqué par le fait que ce sont en général les personnes malades qui consomment le plus

de soins. En cherchant à établir que celles qui se soignent le plus sont en meilleure santé, on observe en fait le contraire : les personnes en plus mauvaise santé se soignent davantage.

Deux possibilités s'offrent alors pour franchir l'obstacle. La première consiste, dans une approche normative, à adosser l'étude de l'impact de l'assurance sur la consommation de soins à des études médicales ayant prouvé l'efficacité de certains soins, en particulier de soins préventifs. Ce type d'approche permet de travailler sur des données transversales courantes. Nous présentons ci-dessous trois études américaines car aux Etats-Unis, le problème de la non assurance, notamment des malades chroniques ou des femmes enceintes, est plus répandu qu'en Europe.

Dans leur étude sur les recommandations de mammographie, O.Malley et al. (2001) justifient leur conclusions en faveur d'une extension de la couverture maladie aux femmes les plus pauvres en montrant que les recommandations de mammographie augmentent avec l'assurance et le statut socio-économique des patientes (et aussi qu'elles varient avec la spécialité du médecin) ; or, d'autres études ont montré que de telles recommandations incitent fortement les femmes à recourir à ce type de prévention et, surtout, que l'effet de la mammographie sur l'état de santé est médicalement prouvé. Il peuvent donc conclure, dans ce cas précis, à un effet positif de l'assurance sur l'état de santé. Pour leur part, Ayanian et al. (2000) étudient l'effet de l'assurance sur le renoncement de patients, pour des raisons financières, à des soins jugés médicalement adéquats, compte tenu de l'âge et des maladies chroniques. La typologie utilisée est dérivée des référentiels de bonnes pratiques sur les examens réguliers de médecine préventive, concernant en particulier la surveillance de l'hypertension, du diabète (examens du pied, ...) ou encore la détection de certains cancers. Ils concluent à un effet positif de l'assurance sur l'accès à ces soins adéquats.

Enfin, en estimant à dire d'experts les gains de santé infantile liés aux différents types de soins, Cole (1994) cherche à mesurer le type de soins auxquels accèdent les nouveaux assurés Medicaid, en distinguant notamment les soins préventifs, plus efficaces selon elle. Elle trouve que l'augmentation des droits à Medicaid diminue la proportion de femmes ne recevant pas de soins prénataux de 22 % à 17 %. L'effet est plus fort dans les groupes à risque (mères adolescentes et célibataires).

Pour établir le lien entre soins et santé, la deuxième approche consiste à observer l'effet d'une consommation présente sur la santé future. Si la méthode doit estomper au moins en partie l'effet de la santé sur la consommation, elle nécessite de disposer de données longitudinales sur la santé, la consommation de soins et l'assurance, collectées sur une période suffisamment longue.

Ne disposant pas encore de résultats sur l'impact de l'assurance sur l'état de santé sur données françaises (voir encadré sur le dispositif Santé Protection Sociale du CREDES, p. 6), nous pouvons toutefois apporter une réponse partielle à cette question à la lumière de l'expérience de la Rand, que nous avons déjà mentionnée (Newhouse, 1993). Au cours de cette étude, Newhouse et al. ont comparé l'évolution de l'état de santé des personnes couvertes par les différents contrats d'assurance. Il est apparu que, en dépit de son influence sur la quantité de soins consommés, la part des dépenses à la charge des patients n'a pas eu d'effet visible sur les différentes mesures de l'état de santé général¹⁷, établies à l'aide d'un questionnaire médical auto-administré à l'entrée et à la sortie de l'expérience pour l'ensemble de la population enquêtée. Néanmoins un diagnostic médical, réalisé sur 60 % de l'échantillon au début de l'expérience et sur la totalité à la sortie, a permis de constater une amélioration attribuable à la gratuité des soins de deux mesures physiologiques, la vision et l'hypertension.

Les consultations ophtalmologiques ont été plus fréquentes en cas de gratuité de soins (90 % contre 76 %), la prescription de lunettes étant alors quasi identique selon les contrats d'assurance. Parmi les pauvres, l'effet de l'assurance complète est logiquement plus marqué : 78 % des assurés à 100 % consultent contre 59 % des autres ; la consultation entraîne alors une prescription de lunettes pour 18 % des assurés à 100 % et seulement 8 % des autres. Même si la consommation de soins des plus riches est toujours plus élevée, la gratuité des soins permise par l'assurance diminue les inégalités sociales de santé : en fin d'étude, les pauvres couverts à 100 % avaient une vision correctement corrigée dans une proportion non statistiquement différente de celle des plus riches (80 % contre 83 %) alors qu'il subsistait un écart statistiquement significatif entre riches et pauvres dans les autres contrats d'assurances (76 % contre81 %).

17 capacité fonctionnelle, taux d'invalidité, risque vital, santé mentale, note subjective et bien-être ressenti.

Des résultats comparables sont apparus dans le domaine de l'hypertension : les personnes couvertes à 100 % avaient une pression sanguine diastolique significativement inférieure à celle des individus couverts par les autres contrats d'assurances (différence de 1.9 mm de Hg), cette différence étant encore plus marquée pour les plus pauvres (différence de 3.5 mm de Hg). Cela a permis d'estimer que la couverture totale des soins réduisait de 10 % la probabilité de décès des personnes en mauvaise santé. Cette étude a surtout montré l'importance du diagnostic de la maladie sur les comportements de soins et donc l'état de santé puisque les personnes connaissant leur problème d'hypertension avant l'expérience ont eu une consommation similaire quel que soit leur contrat d'assurance. En permettant un meilleur accès au système de soins, l'assurance permet un meilleur accès à la prévention et à l'information. Ce résultat confirme que l'assurance à un effet sur l'état de santé via un meilleur accès aux soins préventifs secondaires.

II.3. Quelques études reliant directement assurance et santé

En dehors de l'expérience de la Rand, quelques études ont analysé directement le lien entre la qualité ou l'absence de l'assurance et d'une part la consommation de soins et d'autre part l'état de santé général, sans étudier spécifiquement l'effet des soins sur la santé.

Kasper et al. (2000) ont utilisé l'expérience naturelle que constituent les changements d'assurance maladie, fréquents aux Etats-Unis. Ils cherchent ainsi à étudier l'effet de l'assurance maladie sur l'état de santé en mesurant l'effet de la perte ou du gain de l'assurance maladie publique Medicaid d'une part, et de l'assurance privée d'autre part, sur l'accès aux soins et l'évolution de l'état de santé. Ils montrent que la part des personnes en mauvaise santé (évaluation subjective) ne s'accroît pas significativement avec la perte de l'assurance, que celle-ci soit publique ou privée, malgré un effet positif de l'assurance sur la consommation de soins.

Se basant sur les données 1995 à 1998 de l'échantillon . Aging, Status and the Sense of Control (ASOC) ., Ross et al. (2000) analysent l'état de santé en 1998 ajusté sur l'état de santé en 1995. Ils montrent qu'il n'y a pas de différence de santé entre assurés privés et non assurés, les assurés publics étant même en plus mauvaise santé finale que les non assurés (ces résultats sont surtout visibles sur le nombre de maladies chroniques, plus que la santé déclarée

ou le degré d'invalidité). Il n'y aurait donc pas de preuves, selon eux, que l'accès à l'assurance permette d'améliorer la santé des personnes défavorisées.

Ces études apportent cependant moins de garanties que l'étude menée par la Rand. En particulier, l'existence de biais de sélection des personnes couvertes par l'assurance invalide la mesure de l'effet de d'assurance sur l'évolution de l'état de santé. Il est probable que les changements de statut d'assurance ne soient pas distribués aléatoirement, mais dépendent principalement de l'évolution de l'état de santé (notamment dans le cas de Medicaid). De même, l'éligibilité à un programme d'assurance publique, sélectionne des personnes ayant un état de santé moyen plus faible. Or on peut penser que l'évolution de l'état de santé est conditionnée par l'état de santé initial et, en particulier, que l'état de santé se dégrade plus vite lorsque l'état de santé initial est bas.

En outre, plusieurs études, résumées par Currie (2000), aboutissent à la conclusion contraire. Elles portent sur la santé des enfants, ce qui permet de s'affranchir de l'effet de la santé antérieure relevé ci-dessus. Ces études, comme nous l'avons dit plus haut, utilisent l.expérience naturelle de l'extension du programme Medicaid, qui limite les effets de sélection. Les résultats principaux en sont que l'augmentation de l'accès à Medicaid dans les années 80 a diminué, toutes choses égales par ailleurs, de 2 % l'incidence de naissances à faible poids (moins de 3 kg), de 8,5 % la mortalité avant le premier anniversaire et de 5 % la mortalité des enfants de plus d'un an. Cette baisse de la mortalité s'explique par la diminution de la mortalité par maladie, plus que par la diminution de la mortalité par accident, ce qui accrédite l'hypothèse d'un rôle positif des soins médicaux auxquels l'assurance permet d'accéder.

III. L'effet indirect de l'assurance sur l'état de santé

Le modèle sous-jacent aux travaux empiriques présentés jusqu'ici repose sur l'idée que les soins sont le chaînon entre extension de l'assurance et amélioration éventuelle de l'état de santé. Une approche alternative consiste à supposer que l'extension de l'assurance maladie améliore l'état de santé sans pour autant que les assurés consomment plus de soins.

Les soins médicaux sont parfois consommés pour des raisons impératives liées à la survie de l'individu, et, dans ce cas, le fait de disposer d'une assurance couvrant les dépenses de soins médicaux permet d'éviter que ces dépenses vitales ne mettent en péril le budget global du ménage ou n'obligent le ménage à ponctionner sur d'autres postes de dépenses pouvant contribuer à l'etat de santé de ses membres, comme l'éducation ou le logement.

Pour que ce mécanisme soit plausible, il faut que l'état de santé soit sensible à certaines dépenses du ménage, autres que les dépenses médicales. Il y a peu de résultats empiriques sur ce point. Olsen et al. (1983) montrent cependant que le fait d'avoir accès à une salle de bains dans la maison, ou le fait que le logement soit équipé d'électricité, ou encore le nombre de chambres à coucher du logement, sont des déterminants importants de la survie des enfants en Malaisie. Une littérature historique vaste cherche à déterminer l'effet propre de l'alimentation ou de la richesse sur la santé. Nous nous proposons d'en faire état dans la seconde revue de littérature portant sur les facteurs des inégalités sociales de santé autres que les soins médicaux.

Cette idée est reprise par l'Organisation Mondiale de la Santé (OMS, 2000), qui considère comme une marque de non équité du système de soins le fait que des ménages aient à supporter des dépenses de soins de leur poche qui représentent une part importante de leur budget. Du reste, l'assurance maladie s'est développée dans beaucoup de pays d'Europe sous la forme d'une garantie, contre les pertes de revenus liés à l'arrêt d'activité du père de famille salarié.

Ross et al. (2000) suggèrent que l'assurance pourrait avoir un effet protecteur sur la santé en évitant les difficultés économiques à l'assuré : ils montrent d'une part, que l'augmentation du nombre de maladies chroniques est corrélée avec les difficultés de trésorerie et d'autre part, que l'assurance réduit les difficultés de paiement des soins nécessaires. Ils en déduisent que l'assurance peut avoir un effet sur la santé en évitant que les dépenses de soins nécessaires soient une source de difficultés de trésorerie. Cependant, ils ne mettent pas directement en relation les difficultés de trésorerie avec les dépenses de soins. De plus, cette interprétation semble contradictoire avec leur résultat principal : à difficultés économiques données, l'état de santé des personnes assurées par Medicare se dégrade davantage.

Le mécanisme décrit par Ross et al. sous-entend que les épisodes de précarité ont des effets néfastes sur la santé. A partir des données du «Panel Study of Income Dynamics» entre 1968 et 1989, McDonough et al. (1997) montrent que les personnes âgées de plus de 45 ans ont un risque de décès décroissant en fonction de leur revenu moyen. Cet effet est d'autant plus marqué que leur revenu moyen est bas et qu'ils ont vécu des épisodes de pauvreté. La moyenne des revenus sur cinq ans est corrélée négativement avec le risque de décéder durant les cinq années suivantes. Les épisodes de pauvreté (correspondant à une baisse de plus de 50 % du revenu annuel) impliquent une augmentation de la probabilité de décès des plus pauvres mais aussi des revenus moyens. L'étude ne montre pas si l'effet protecteur du revenu passe par le système de soins. En revanche, les auteurs montrent que l'effet protecteur du revenu sur la santé est plus faible après 65 ans. Cela peut alors être expliqué soit par un effet de sélection (les pauvres qui ont dépassé 65 ans). Dans le même ordre d'idées, Benzeval et al. (2001) étudient les effets du revenu de long terme et des épisodes de pauvreté sur la santé à partir des données du British Household Panel Survey, de 1991 à 1996/97. Ils montrent en particulier que la pauvreté a d'autant plus d'impact sur la santé qu'elle est persistante. Ils dénotent que les baisses de revenu ont plus d'effet sur la santé que les hausses ; une assurance qui protégerait des pertes imprévisibles de revenus serait donc aussi une assurance santé. A l'instar de Mc Donough (1997), ils constatent que le lien entre revenu et santé est moins visible chez les personnes âgées, ce qu'ils expliquent d'une part par un effet de survie et d'autre part parce que les mesures du revenu des personnes âgées sont moins représentatives de leur trésorerie.

- les études semblent converger sur l'évidence d'un lien positif entre niveau d'assurance et niveau de recours aux soins ;

- en revanche, l'impact de la consommation de soins permise par l'assurance sur l'état de santé n'est démontré que dans des domaines particuliers: la vision et l'hypertension dans l'expérience de la Rand, la mortalité des enfants par les études sur Medicaid, la prévention primaire ou secondaire pour les études normatives ; sur des indicateurs plus généraux d'état de santé, l'horizon d'observation de ces études ne permet pas de conclure à une amélioration ;

- enfin, les gains observés sur l'état de santé sont plus importants pour les bas revenus. Le fait que l'assurance santé ait un rôle plus protecteur sur la santé des pauvres que sur celle des riches tend à confirmer l'hypothèse de l'efficacité de l'assurance maladie en tant qu'instrument de lutte contre les inégalités sociales de santé.

Si ces études ne débouchent pas sur des conclusions plus tranchées, c'est sans doute parce qu'il est difficile d'établir des relations causales sur des périodes courtes et, a fortiori, sur des données transversales. De ce point de vue, le dispositif d'enquête Santé et Protection Sociale du CREDES permet maintenant de disposer d'un panel de 3 900 personnes et de trois points d'observation à quatre ans d'intervalle. Ce panel nous permettra d'étudier longitudinalement l'évolution de l'état de santé et de ses déterminants, qu'il s'agisse de la consommation de soins, du niveau d'assurance, des revenus.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Chapitre II: ETUDE DE L'INCIDENCE DU SEGURO POPULAR

Ce chapitre présente une évaluation préliminaire de la distribution de l'assurance par le Seguro popular et son effet sur l'utilisation des services de santé publique, de la dépense privée de santé, et de l'incidence des dépenses catastrophiques de santé parmi les ménages les plus pauvres ménages. L'analyse est appropriée dans le contexte actuel (décentralisation et distribution de services aux pauvres) pour deux principales raisons. D'abord, la création et l'expansion rapide de Seguro popular est d'intérêt pour ses avantages, représentant le projet le plus ambitieux de propagation de l'assurance santé de base à l'ensemble des non assuré depuis la création du Secretaría de Salud (SSA) en 1943. Deuxièmement, la conception décentralisée du seguro popular implique des défis et opportunités qui peuvent être d'intérêt général.

I. Identification et affiliation des bénéficiaires

Le Seguro popular spécifie les objectifs distributifs au niveau des états et au niveau des ménages. Au niveau des états l' objectif poursuivi par le Seguro popular est de réduire les inégalités dans les dépenses publiques de santé par habitant (aussi bien qu'à travers des arrangements d'assurance de santé publique). Au niveau des ménages le but est de réaliser la couverture totale en minimisant la vulnérabilité aux dépenses de santé catastrophiques appauvrissantes, réduisant ainsi les inégalités dans l'accès aux services de soins de base. Un défi immédiat pour l'analyse actuelle est que le programme s'inscrit dans une phase de transition (2004 -2010) ce qui stipule que ces objectifs précités, doivent être atteints vers la fin de la décennie courante. Avant l'atteinte de la couverture totale, l'identification des familles bénéficiaires à travers leurs caractéristiques socio-économiques est nécessaire pour deux raisons : (i) pour atteindre les plus vulnérables et les plus nécessiteux¹⁸ , et(ii) pour affecter aux différents bénéficiaires la tranche contributive appropriée.

Selon les règles du programme, les gouvernements de chaque état jouent un rôle important
dans ce processus. D'abord, le nombre de bénéficiaires à affilier, l'attribution des fonds
fédéraux du Seguro popular ainsi que les contributions appropriées aux différents états, est

18 «La promoción para la afiliación tendrá como prioridad, en los primeros años, a la población de las áreas demayor marginación, zonas rurales e indígenas.» (CNPSS 2005).

conjointement défini par le gouvernement fédéral et les gouvernements d'état à travers un accord de coordination « Acuerdo de Coordinación ».

Deuxièmement, le ministère de la Santé de chaque état doit mettre en place un régime étatique de protection sociale pour la santé « Regímenes Estatales de Protección Social en Salud » (REPSS) qui se chargera de la promotion du programme et de l'affiliation des bénéficiaires. Selon les règles de Seguro popular, l'affiliation devrait être mise en application dans des modules avec un questionnaire ¹⁹ socio-économique pour identifier et classifier les bénéficiaires potentiels dans des déciles de revenu ainsi que dans des groupes contributives, à partir d' un modèle statistique d'analyse discriminante fourni par la commission nationale de protection sociale pour la santé (CNPSS)²⁰ .Selon la SSA, cet instrument ainsi que la procédure statistique sont semblables à celui employé par Oportunidades pour choisir ses bénéficiaires.

Contrairement au dernier programme, les règles opérationnelles du Seguro popular constituent des exceptions dans la procédure, en levant une certaine discrétion au niveau fédéral et au niveau des états. Les règles exigent l'affiliation automatique des bénéficiaires d'autres programmes sociaux fédéraux. Dans le cas d'Oportunidades il est utilisé pour améliorer les objectifs du Seguro popular, comme on le verra ci-dessous, mais en l'absence d'un système d'identification unifié, les critères cibles d'autres programmes, comme LICONSA, peuvent être beaucoup moins efficace ²¹ par exemple, le gouvernement du « Distrito fédéral » a employé le réseau de Liconsa pour diriger ses bénéficiaires vers l'affiliation à des modules du Seguro popular dans des cliniques de santé.

Plus étonnant, les règles tiennent compte des affiliations collectives de groupes spécifiques,
sans évaluations individuelles. Celles-ci peuvent être négociées par n'importe quelle

20 «Para llevar a cabo la promoción y afiliación de las familias susceptibles de incorporarse al Sistema, los REPSS deberán crear Módulos de Afiliación y Orientación (MAO), así como brigadas que se encarguen de estas tareas. Los MAO y las brigadas estarán bajo la responsabilidad de las entidades federativas y su número dependerá de la meta de afiliación establecida en los Acuerdos de Coordinación.» (CNPSS 2005).

21 See Scott (2005) pour une analyse de l'incidence de programmes ciblés au Mexique basé sur ENIGH 2002-Módulo Social, relevant les différences de performance par rapport aux cybles, d'Oportunidades, d'une part, de Liconsa, d'autre part.

organisation gouvernementale ²² mais également, en principe, par des syndicats, des organismes de production ou n'importe quelle autre O.N.G²³.

II .Les cibles de Seguro Popular

Pour analyser le ciblage du Seguro Popular au niveau des ménages nous ferons la distinction et le contraste entre deux sources d'informations différentes: a) les informations de surveillance générées par le programme, basées sur des procédures d'identification administratives et utilisées pour répartir les bénéficiaires par déciles de revenu afin de déterminer leur statut de cotisant²⁴, et b) la « Encuesta Nacional de Ingreso y gasto de los hogares » (ENIGH) pour 2004, un plan national (rural et urbain) représentant les revenus et les dépenses sur un échantillon de 25.000 ménages. Le questionnaire de 2004 publié par ENIGH ne s'intéresse qu'aux dépenses engendrées par la Seguro Popular, et ne capte exclusivement que les ménages contributifs, qui ne représentent que 7% de tous les bénéficiaires selon les dossiers administratifs, et 4,7% dans l'échantillon ENIGH. Heureusement, un module sur les programmes sociaux ciblés (« Modulo de Programas Sociales », MPS) a été recommandé par SEDESOL dans le cadre de ENIGH pour l'année 2004, qui inclut tous les bénéficiaires de Seguro Popular, contributifs ou non²⁵. Ce module a été appliqué à tous les ménages de l'échantillon ENIGH.

L'échantillon de ménages bénéficiaires de Seguro Popular capturés dans le SPM inclut 920 ménages, ce qui représente 890.382 ménages au niveau national, alors que les dossiers administratifs reportent 1.5 millions de familles affiliées à la fin de 2004. La différence peut s'expliquer par divers facteurs. Premièrement, ENIGH décline au troisième trimestre, mais le Seguro Popular a augmenté son affiliation de 800 à 1,5 millions d'euros au second semestre de 2004. Deuxièmement, le concept de famille utilisé dans ENIGH ne correspond pas exactement à la notion de famille bénéficiaire utilisé par le programme²⁶, qui donne la possibilité d'avoir plus d'un bénéficiaire par ménage. Enfin, il peut bien entendu y avoir de

22 «...cualquier institución gubernamental podrá gestionar la afiliación colectiva al Sistema de familias susceptibles de incorporación» (Lineamientos, 19)

23 Les reports administratifs du programme n'ont pas identifié le nombre de bénéficiaires affiliés par l'une ou l'autre de ces procédures, mais apparemment aucune affiliation du dernier type n'a été mise en application jusqu'ici (comment by Hector Peña, Unidad de Análisis Económico, SSA, 2/9/2006)

24 Le dernier rapport administratif disponible quand la présente étude a été achevée était en date du 30 juin 2005.

25 La question spécifique posée est: «Algún miembro de este hogar o su hogar está inscrito en el Seguro Popular de salud?». Bien que le module ait été également inclus dans l'ENIGH 2002, il n'a pas inclus une question au sujet de Seguro popular, qui a alors eu une couverture rapportée seulement à 300' 000 ménages vers la fin de cette année.

grandes erreurs d'échantillonnage étant donnée la couverture relativement faible du programme à ce stade.

Les distributions par décile basées sur les données présentées dans les tableaux et figures de ce document utilisent le revenu courant total par habitant net des transferts publics monétaires , et les ménages concernés comme unité ordonnée. La compensation des transferts monétaires est nécessaire pour obtenir un bien être commun. Ceci est le concept adopté dans l'Analyse inter-sectorielle de l'incidence du bénéfice appliquée dans la Revue des dépenses publiques (Banque mondiale 2004) au Mexique. Il est particulièrement pertinent dans le contexte actuel parce que nous allons comparer cette distribution avec Oportunidades, qui représente un transfert monétaire important pour les pauvres. Les ménages sont utilisés comme unité pertinente afin de rendre ces classements comparables avec les déciles générés par le programme, mais il convient de noter que les ménages les plus pauvres sont en moyenne plus grands que les plus riches (classés par revenu par habitant), de sorte que les parts allouées aux déciles les plus pauvres de la population sont surestimées (pour cette raison, la Banque mondiale (2004) rapporte l'incidence des avantages par déciles de la population).

Selon les dossiers administratifs de Seguro Popular, des 2 millions de familles bénéficiaires affiliées en Juin 2005, 93% ont été classées dans le premier quintile de revenu. Environ la moitié des États reporte que presque 100% appartenaient à ce groupe de revenu , et seulement cinq rapports de ciblage sont proche ou inférieur à 80% (figure 2). Dans tous les Etats sauf trois la majorité des bénéficiaires est encore classée dans le premier décile, et pour cinq d'entre eux plus de 90% sont classés comme tel. Il ya une corrélation claire entre le pourcentage d'affiliés classés dans cette catégorie de revenu et le pourcentage d'affiliés qui sont aussi bénéficiaires d'Oportunidades, et les deux autres Etats classent près de 100% des affiliés dans le premier décile (Puebla et Querétaro taro) rapport presque identique aux pourcentages des bénéficiaires du programme Oportunidades. D'autre part, il existe des cas comme celui d'Oaxaca, qui classent près de 70% des affiliés dans le premier décile, mais reportent moins de 20% d'affiliés dans Oportunidades.

Figure 2 : Les bénéficiaires de Seguro popular dans les deux premiers déciles de revenu et Oportunidades (% total des bénéficiaires par l'état)

Il devrait être évident que ces niveaux de ciblage d'efficacité sont hautement improbables avant même qu'ils soient évalués en fonction des données d'enquêtes indépendantes. Cela impliquerait que tous les Etats ont donné la priorité absolue à la sélection des personnes extrêmement pauvres et ont relégué au second plan tous les candidats au-dessus du deuxième décile, ce qui fait qu'ils ont réalisé l'objectif avec un degré de succès sans précédent, et que près de la couverture totale des extrêmement pauvres par Seguro Popular a déjà été réalisée au niveau national, et même dépassé dans certains Etats. Ce résultat est également incompatible avec les caractéristiques socio-économiques les plus observables des bénéficiaires (autres que le revenu) déclarées dans les données administratives (tableau 1): 60% des bénéficiaires vivent dans des zones urbaines, seulement 25% dans les zones de marginalité élevée ou très élevée,6% dans les communautés autochtones, et 40% sont également bénéficiaires d'Oportunidades.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Table 1. Les caractéristiques sélectionnés des bénéficiaires de Seguro Popular (30 juin 2005)

Total	1,973,754
Rural	840,254	40,60%
Avec Oportunidades	812,893	39.2%
Dans les localités à marginalité élevé ou très élevé	522,652	25,20%
Dans la communauté indigène (40% ou plus de la population)	119,764	5,80%

Le tableau 2 compare la répartition des familles bénéficiaires reportée par le programme, avec la répartition des ménages bénéficiaires observée dans ENIGH, compte tenu des différents concepts de revenu et des unités. La répartition n'est pas très sensible à la notion de revenu, mais elle l'est au choix de l'unité. La répartition obtenue à partir d'ENIGH est toujours progressive, mais la part du quintile le plus pauvre est moins de la moitié de ce que montre les rapports du programme: 45% en terme de déciles de ménages (37% dans les déciles de la population). La différence peut refléter en partie les différences méthodologiques et statistiques entre l'analyse discriminante utilisée pour imputer les revenus à Seguro Popular et les données ENIGH sur le revenu publiées en 2004, comme c'est aussi observée dans le cas de Oportunidades²⁷. Toutefois, une différence de cette ampleur suggère une substantielle erreur de ciblage associée au déroulement de la procédure d'identification (décentralisée) du programme . Ceci sera repris dans la dernière section.

27 L'analyse discriminante utilisée dans 2004 a été basée sur l'ENIGH 2002. Les règles du programme exigent de cette analyse d'être mise à jour utilisant l'ENIGH courant (Lineamientos, chapeau. VII).

Table 2 : Distribution des bénéficiaires de Seguro Popular par déciles de ménage (ou famille) ordonnés selon le niveau de revenu par habitant :reports administratifs vs ENIGH 2004

Rapport Administratif				ENIGH(module social)2004
	2004	Juin (2005)	Ménage selon le revenu par habitant	Ménage selon le revenu par habitant net des transferts	Population selon le revenu par habitant net des transferts
1	67.6%	63.0%	26.1%	26.2%	19.6%
2	27.4%	29.9%	19.2%	19.6%	17.6%
3	4.7%	5.5%	17.5%	14.8%	15.4%
4	0.1%	1.0%	10.3%	11.2%	13.0%
5	0.1%	0.3%	7.8%	8.1%	8.1%
6	0%	0.2%	6.9%	7.0%	8.3%
7	0%	0.1%	5.0%	5.4%	6.2%
8	0%	0.1%	3.1%	3.3%	4.9%
9	0%	0%	3.6%	3.8%	5.6%
10	0%	0%	0.4%	0.6%	1.2%
TOTAL	100%	100%	100%	100%	100%

Note :la distribution par décile des bénéficiaires du programme rapportée sur les dossiers administratifs est décrit comme « familles par décile de revenu affiliées entre le premier semestre de 2004 et le premier semestre de 2005 ».

Source : Les calculs utilisent le Module Social d'ENIGH 2004 et les dossiers administratifs reportés dans CNPSS (2005)

Pour placer la distribution observée de Seguro Popular dans son contexte, les figures 3 et 4 la compare avec la distribution des non assurés²⁸, de Oportunidades, et de l'utilisation de services de santé principaux par les non assurés (SSA, IMSS, Oportunidades, Institutos Nacionales de Salud), et par les assurés (IMSS, ISSSTE, PEMEX)²⁹ . D'une part, l'affiliation à Seguro Popular en 2004 a été plus progressive (Pro-Pauvres) que l'utilisation de l'ensemble (non ciblées) des services de l'ASS et la distribution des non-assurés (La population cible du programme à long terme). D'autre part, le degré de progressivité observé de Seguro Popular est en deçà de celui atteint par les deux autres Oportunidades et IMSS.

Figure 3 :Distribution des ménages bénéficiaires de Seguro Popular et d'Oportunidades, (utilisation de) des services de santé de la SSA, et de la population non assurée (déciles de ménage ordonnés par niveau de revenu par habitant net des transferts)

28 En ce document un ménage est classifié comme assurés si au moins un de ses membres est couvert par des régimes de sécurité sociale public ou assurance maladie médicale privée, et non assuré autrement.

29 Tous ceux-ci ont été obtenu à partir d'ENIGH sur une base méthodologique commune, excepté l'utilisation des services de santé dans IMSS- Oportunidades ,les cliniques et Institutos Nacionales, qui sont obtenus à partir d'Encuesta Nacional de Salud 2000 (ENSA).

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Figure 4. Coefficients de concentration de Seguro Popular et d'autres programmes de santé et de la population non assurée (population ordonnée selon le niveau de revenu par habitant net des transferts)

Source : Oportunidades, Seguro popular, ASS, et non assuré : les calculs utilisent ENIGH 2004 (y compris les modules de programmes sociaux). Le reste : Scott (2005), utilisant ENIGH 2002 (y compris les modules de programmes sociaux), excepté IMSS-Oportunidades et les Instituts Nationaux, qui ont été obtenus à partir d'ENSA (2000).

Notez également que les bénéficiaires de Seguro Popular, qui sont aussi dans Oportunidades sont répartis comme le reste des bénéficiaires d' Oportunidades. Comme le montre la figure 5 , en contraste avec la répartition très progressive de Seguro Popular incluant les bénéficiaires Oportunidades, le reste des bénéficiaires de Seguro Popular représente une distribution plate dans ce segment. Ce qui suggère que le pouvoir discriminant de Seguro Popular dans la partie inférieure à 40% de la distribution des revenus est entièrement dû au mécanisme de sélection d'Oportunidades (selon les regles de Seguro Popular , les candidats d'Oportunidades seraient automatiquement affiliés à Seguro Popular sans une étude socioéconomique plus poussée).

Figure 5. Distribution des ménages bénéficiaires de seguro popular et d'Oportunidades (déciles de ménage ordonnés par niveau de revenu par habitant net des transferts)

Ménages ordonné par revenu courant par habitant net des transferts. Des ménages sont classifiés comme assurés si au moins un de ses membres est couvert par l'un des régimes de sécurité sociale publics ou par une assurance médicale maladie privée, et non assuré autrement.

Notez également que certains bénéficiaires de Seguro Popular vivent dans des ménages assurés (16%), tel que défini dans ce présent document³⁰, et leur distribution est également reportée dans la figure 5. En plus de quelques non pauvres considérés à tort comme pauvre (erreur d'inclusion), une partie des pauvres peut être classée à tort comme non pauvres (erreur d'exclusion). Ce dernier peut être testé dans le cas présent en observant la distribution des bénéficiaires contributeurs de Seguro Popular, bien que cette preuve doit être interprétée avec prudence compte tenu des petites tailles des échantillons concernés (tableau 3). Le pourcentage des contributeurs est plus faible chez les bénéficiaires pauvres que chez les plus riches et la classe moyenne (par bénéficiaire contribuant ) , mais la différence entre les personnes extrêmement pauvres (premier quintile) et les bénéficiaires non pauvres est

30 Voir l'apostille 13 pour la définition. Ces cas ne violent pas nécessairement la condition que les bénéficiaires de Seguro popular n'aient pas le droit à la sécurité sociale, parce que nous incluons l'assurance privée et parce que la couverture de la sécurité sociale dans le ménage peut ne pas recouvrir la couverture de Seguro popular.

relativement faible, et les premiers ne doivent évidemment pas être concernés par aucune contribution, conformément aux règles de Seguro Popular 31.

	Pourcentage de bénéficiaires contribuant	contribution moyenne observée (des bénéficiaires contribuant)	Contribution moyenne implicite par des règles de Seguro popular (étant donné la distribution des bénéficiaires)
20% poorest	3.2%	228	0
40% poorest	3.4%	236	235
60% richest	8%	393	989

Ménage ordonné selon le revenu courant par habitant net des transferts Source :Calcul fait à partir des données ENIGH 2004

Sur le plan démographique (tableau 4), Seguro Popular a des avantages pour les enfants et pour les jeunes mais de manière disproportionnée, mais les vieux ne sont que légèrement surreprésentés dans le programme en tenant compte de leur part dans la population totale.

	Population	Seguro Popular
0- 10	21.8%	27.7%
11-20	20.7%	24.1%
21-30	18.2%	11.7%
31-40	14.8%	13.5%
41-50	10.8%	9.5%
51-60	6.6%	5.9%
61 +	7.1%	7.5%

³¹ En plus de la petite dimension de l'échantillon, la grande variation des contributions rapportées est contradictoire avec la gamme des contributions spécifiées par les règles du programme, suggérant que quelques ménages aient pu misreported ces contributions (par exemple, annuaire et montants déroutants de trimestre). En outre, puisque quelques ménages peuvent contenir plus d'une famille de bénéficiaire, ils peuvent rapporter des contributions multiples.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Enfin, alors que Seguro Popular a maintenant été introduite dans tous les États³², à l'heure actuelle, la couverture et les niveaux de dépenses varient considérablement entre les États (tableau 5, Figure 6 et Figure 7), et les différences observées ne sont pas compatibles avec l'objectif compensatoire de la convergence vers des dépenses par habitant égales entre les Etats. Alors que certains États reportent un taux de couverture estimé à 100% de leurs assurés (Tabasco, Colima, Aguascalientes)³³, beaucoup d'autres n'ont pas encore atteint les 10%. Les dépenses de Seguro Popular varient de façon similaire, par non assurés et par bénéficiaire de Seguro Popular.

32 Notez cela dans le cas du DF, qui a accepté le programme seulement en 2005, et n'apparaissez pas en 2005 données administratives d'assurance et de dépense, néanmoins les 2004 rapports d'ENIGH 34.622 ménages prétendant être bénéficiaires de Seguro populaires (39 ménages dans l'échantillon). Une explication probable pour ceci est que Seguro populaire a été confondu avec le programme d'Apoyos Para Adultos Mayores du gouvernement de DF, de l'assurance de santé de offre et d'une pension à toutes les personnes de 70 ou en haut.

33 Des taux d'assurance au-dessus de 100% peuvent être expliqués par plusieurs raisons : a) la différence dans la définition des unités de bénéficiaire (familles nucléaires) et de la population objective prévue des ménages non assurés, permettant les familles multiples de bénéficiaire par ménage, b) erreurs dans l'évaluation de la dernière population objective pour 2004, qui a été projeté du recensement 2000 (l'ASS 2004), et c) le fait que cette population objective a été maintenue fixe pour 2005.

Table 5.Distribution des bénéficiaires et des transferts de fonds par état

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Figure 6. Seguro Popular, Dépenses publiques fédérales et d'état par non assuré

Figure 7. Assurance et dépense fédérale par non assuré du Seguro Popular (2002-juin 2005)

III. UTILISATION DES SERVICES DE SANTÉ PUBLIQUE, dépenses de santé privées,

et l'incidence des frais catastrophiques SANTÉ: données préliminaires

Cette section présente les données préliminaires sur certaines des variables où Seguro Popular est susceptible d'affecter: utilisation des services publics de santé, les dépenses privés de santé, et l'incidence des dépenses de santé catastrophiques. Étant donné que la couverture de Seguro Popular a été encore relativement faible en 2004, l'échantillon limité de bénéficiaires dans l'enquête ENIGH, et que l'utilisation des services de santé et les dépenses de santé (dépenses catastrophiques en particulier) sont des événements rares, Ces résultats seront présentés dans des partitions plus grossières des ménages selon le revenu (quintiles 1 et 2 et 3-5 groupées), et devraient dans tous les cas être interprétés avec précaution, surtout lorsque les différences observées sont faibles. Il doit également être clair que ce n'est pas une évaluation d'impact, puisque nous manquons de contrôle sur les groupes appropriées³⁴. Il est donc possible que la différence observée en comparant les bénéficiaires et les non bénéficiaires de Seguro Popular reflète en partie les différences sous-jacentes dans les caractéristiques de ces groupes plutôt qu'à un effet du programme. Une différence importante sous-jacente est l'affiliation à Oportunidades, qui est considérée ici comme uniquement pour les non bénéficiaires de Seguro Popular , car l'échantillon des Bénéficiaires de Seguro popular donnant le rapport d'utilisation des services de santé / dépenses dans ENIGH est trop petit pour analyser les différences entre les bénéficiaires et non bénéficiaires de Oportunidades au sein de ce groupe. Enfin, contrairement aux versions précédentes de ENIGH, qui ont déclaré avoir utilisé les services du SSA, même lorsque ceux-ci ne comportent pas les dépenses monétaires, pour cette raison les rapports de ENIGH 2004 reportent seulement l'utilisation de services de santé SSA impliquant des dépenses monétaires, ce qui probablement a sous estimé l'utilisation des services de santé par les bénéficiaires de Seguro Popular. Une analyse plus robuste sera possible dans un avenir proche avec la Encuesta Nacional de Salud y Nutricion 2005 (ENSANUT), qui a été malheureusement pas disponible au moment de cette étude.

Ayant pris note de ces limites, il faut s'attendre à ce que les bénéficiaires de Seguro Popular
dans chaque groupe de revenu présentent des niveaux plus élevés d'utilisation des services de
santé publiques, avec une baisse des dépenses de santé directes, et une incidence plus faible

³⁴ Une évaluation d'impact de Seguro populaire, par l'institut de Harvard pour la santé globale, est actuellement en cours, et sera accomplie vers la fin de 2006.

des dépenses de santé catastrophiques , par rapport aux non assurés. Les données présentées dans la figure suivante sont conformes à ces attentes. Le taux d'utilisation des services du SSA est plus élevé pour les affiliés de Seguro Popular, si l'augmentation des taux d'utilisation est nettement plus élevé pour les groupes à revenu élevé que pour le premier quintile (figure 8). Ceci pourrait refléter un impact du programme, mais peut-être aussi une sélection adverse des populations en moins bon état de santé . Affilier les ménages ayant des besoins de santé auparavant élevés serait bien entendu parfaitement compatible avec les objectifs du programme, indiquant un ciblage efficace dans cette dimension. Notez également qu'une partie de la différence dans les taux d'utilisation peut s'expliquer par Oportunidades, qui a partiellement conditionné ses transferts selon chaque participation.

Source :Calcul à partir des données ENIGH 2004 (y compris les modules de programmes sociaux)

Les dépenses de santé des ménages sont moins élevés en moyenne pour les bénéficiaires de Seguro Popular que pour le reste des assurés, en valeur absolue ainsi qu'en termes relatifs (à l'exception dans le deuxième quintile) (figures 9 et Figure 10), bien que les différences sont probablement trop faible pour être statistiquement significatives dans les quintiles les plus pauvres. Là encore, il existe certaines preuves que Oportunidades contribue également à réduire les dépenses de santé des ménages.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Source :Calcul à partir des données ENIGH 2004 (y compris les modules de programmes sociaux)

En conclusion, La figure11 prouve que l'incidence des dépenses catastrophiques de santé est plus limitée à travers des déciles pour les bénéficiaires de Seguro popular que pour le reste des non assurés³⁵.

³⁵ Des dépenses catastrophiques de santé sont définies ici comme dépenses représentant plus de 30% de revenu domestique, défini alternativement en tant que filet courant de revenu du seuil de pauvreté de nourriture, qui représente le coût d'un panier minimum de nourriture. Cette définition n'est pas comparable au concept plus complexe employé par l'ASS

Figure 11. Incidence des dépenses catastrophiques de santé (plus de 30% des revenus des ménages net du seuil de pauvreté de nourriture)

Source :Calcul à partir des données ENIGH 2004 (y compris les modules de programmes sociaux.

En principe, une répartition optimale des responsabilités au niveau fédéral et local du gouvernement réside dans la définition de l'ensemble des critères de distribution et les règles de fonctionnement (nationale), ainsi que les pouvoirs de les faire appliquer, et enfin l'application de ces ressources et règles aux circonstances locales. Dans la pratique, si les critères de distribution ne sont pas claires ou ambiguës, et la capacité de régulation fédérale est limitée, il peut y avoir un conflit entre la décentralisation et la répartition équitable(à la fois aux niveau national et local) qui peut porter atteinte à la mise en oeuvre des critères nationaux de répartition.

Les données préliminaires présentées ici font penser que la décentralisation du Seguro Popular peut seulement être limité par ce genre de traités. Au moins dans la phase présente du programme, la sélection des bénéficiaires ne cible pas les États, les plus pauvres et les ménages de manière aussi efficace que le définissent (de transition) les objectifs du programme, ni, surtout, comme le suggèrent les dossiers administratifs . La distribution de l'affiliation de Seguro Popular est plus progressive que celle des deux autres, l'utilisation des services de santé en Afrique subsaharienne et la distribution des ménages non assurés, mais en deçà de la cible atteint par Oportunidades, ainsi que l'utilisation des services de Santé IMSS-

Oportunidades .La proportion des bénéficiaires de Seguro Popular dans l'extrême pauvreté (premier quintile), selon ENIGH (45%), représente moins de la moitié de la proportion signalée par le programme (93%). En plus de l' erreur d'inclusion, Il existe certaines preuves d'erreur d' exclusion, tel qu' un tiers de la charge contributive est absorbée par le quintile le plus pauvre

Le cas de Seguro popular peut utilement être comparé et contrasté dans ce contexte aux deux plus grands (en termes budgétaires) programmes de lutte contre la pauvreté actuels au Mexique. D'une part, FAIS présente une situation semblable , où un degré raisonnable de liberté allocative municipale est atteint mais l'équité dans la distribution (et l'efficacité allocative et technique) dans les municipalités ne peut pas être effectivement surveillé, et ainsi imposé. D'autre part, les différences sont l' une des raisons pour lesquelles le principal programme fédérale anti-pauvreté mis en oeuvre au Mexique dans les deux dernières administrations a été conçu pour être géré centralement, et a résisté aux pressions politiques de la décentralisation.

Notant que cet arbitrage n'est pas censé être un argument contre la décentralisation de la lutte contre la pauvreté ou les programmes de protection sociale, mais pour la définition de critères de répartition clairs et l'institutionnalisation des responsabilités claire et des capacités régulatrices pour une décentralisation effective des services sociaux aux pauvres. Il convient également de noter, d'autre part, que la décentralisation des services sociaux et productifs et des infrastructures de base au Mexique a conduit à accroître l'équité dans la dévolution des fonds aux États simplement en rendant ces distributions transparentes, et plus directement par l'utilisation de critères explicites de compensation, comme l'illustre la FAIS. Comme il a été démontré plus haut, dans sa phase présente Seguro Popular n'a pas encore atteint l'objectif d'équité entre Etat postulé dans la loi de réforme de santé qui lui a donné naissance. Mais le postulat de l'objectif présent et la transparence des transferts de Seguro Popular aux États (publié sur une base biannuelle dans le cadre des indicateurs de suivi du programme) sont les premières mesures nécessaires pour atteindre une telle équité.

La prise en compte des erreurs de comptabilité pour ces ciblages, nécessitera une enquête plus approfondie. Ils pourraient refléter les problèmes de conception dans le questionnaire socioéconomique et la méthode statistique utilisée pour classer les ménages en groupes de revenu, qui doivent être soigneusement révisés. Étant donné que cet instrument est une adaptation de

l'instrument de sélection Oportunidades, la différence entre les deux programmes dans le ciblage de performance, plus probablement, reflète des différences dans l'application de l'instrument. Comme il a été noté précédemment, les règles d'affiliation sont ambigües et nécessitent beaucoup de discrétion dans l'utilisation de cet instrument, dans le cas des groupes affiliés, les bénéficiaires des autres programmes sociaux, ou des exigences des agences gouvernementales. En particulier, les questions suivantes ne sont pas claires à l'heure actuelle, en raison des ambiguïtés de la réglementation, ainsi que le manque d'information, et devraient faire l'objet de futurs évaluations de Seguro Popular:

entraver la couverture, les efforts d'expansion des Etats qui dépensent peu d'argent sur la santé, et exigerait donc l'attribution de nouvelles ressources pour financer la contribution à verser.

Chapitre III : IMPACT DU SEGURO POPULAR SUR L'UTILISATION

DES SERVICES DE SANTE

Nous avons choisi d'étudier l'impact du Seguro Popular par état du Mexique. En considérant qu'il était plus pertinent de s'intéresser à un seul pays avec un contexte spécifique. Cette étude permet également de poser la question des disparités à l'intérieur du pays et de mieux comprendre les mécanismes de financement du Seguro Popular. Pour le Mexique, une telle étude se justifie d'autant plus que cette réforme s'est faite de manière décentralisée³⁶ et il semblait plus adapté d'étudier l'impact entre régions. En effet, l'allocation des ressources s'est faite à destination des entités décentralisées et au prorata des familles affiliés dans chaque région. Le but étant de créer un système incitatif. De façon schématique, plus une région souhaitait de ressources, plus elle devait faire un effort d'affilier sa population.

Le logiciel utilisé pour réaliser cette étude d'impact est Stata 10. Nous avons travaillé sur un panel composé des 32 états du Mexique sur 2 périodes : 2000 et 2005, soit 64 observations pour les 2 années.

I. Description des Tests réalisés

Après introduction des variables muettes et des effets spécifiques par région, nous avons établi la régression avec la commande xtreg var dpdtes var indpdtes ,fe qui nous a permis de réaliser le test de Fisher. Le résultat de ce test nous donne une information sur la pertinence d'introduire les effets spécifiques dans le modèle.

Nous avons utilisé le test de Hausman pour choisir entre la méthode par les effets fixes ou aléatoires. Si le R² du modèle « Within » était supérieur au R² du modèle « Between », il convenait de transformer nos données en écarts par rapport à la moyenne individuelle avec l'aide de la commande xtdata.

³⁶ Les premières vagues de décentralisation ont commencé en 1980 au Mexique, il y a donc une « culture » d'états fédéraux forts ; ce qui justifie d'autant plus le choix du Mexique.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Après transformation des données nous avons d'abord testé la normalité des résidus. Si la probabilité de la statistique du test de Jacques Béra était inférieure au Khi deux lu sur la table à 2 degré de liberté, on retenait l'hypothèse H0 de normalité des résidus, sinon on rejetait H0.

Le test des formes fonctionnelles permettant d'apprécier la bonne spécification du modèle a été fait avec la méthode de Ramsey Reset par la commande ovtest. Si la probabilité du f associé est supérieure à 10% alors on rejette l'hypothèse H0 de bonne spécification du modèle.

Nous avons étudié la présence d'hétéroscedasticité dans le modèle grâce au test de White. Nous avons corrigé l'hétéroscédasticité (détectée par le test de White) du modèle grâce à la commande robust. Le test d'autocorrélation des termes de l'erreur (Breusch Godfrey) a été fait en régressant les résidus du modèle sur le résidu décalé d'ordre 1. Pour conduire ce test, nous avons eu recours à la statistique de LM (Lagrangian Multiplicator) qui est distribué comme un X² à p degré de liberté. Si n.R² supérieur au X² (p) lu dans la table au seuil á, on rejette l'hypothèse d'indépendance des erreurs.

Pour vérifier l'exogénéité des variables explicatives nous avons conduit le test de Nakamura Nakamura pour voir si le modèle devait être estimé par les MCO ou par les MVI.

II. Hypothèses

La première hypothèse préliminaire, justifiant l'étude conduite, est de supposer que l'amélioration de la santé des populations est permise par un meilleur accès aux soins de santé.

Viennent ensuite les hypothèses qui seront directement testées par le modèle. La première est de supposer que la probabilité de consommer des soins en consultant serait

plus forte dès lors que l'on bénéficie du Seguro Popular. Enfin, la seconde hypothèse considère que le Seguro Popular serait plus efficace dans les zones qui ont un taux élevé de professionnels de santé par patients. Il existerait une interaction significative entre couverture via le Seguro Popular et l'offre des professionnels de santé.³⁷

III. Définition des variables :

Notre variable dépendante sera donc nommée « consultation ». Elle mesure le nombre de consultation pour 1 000 habitants dans chaque état du Mexique. Elle est de nature composite car elle inclut les consultations en services de soins généralistes, spécialisées, d'urgences et odontologie (dents). Cette variable provient des données des programmes nationaux de santé en 2000 et en 2005 et inclue les soins primaires et secondaires. Ces données étaient situées en annexe des programmes nationaux de santé dans la catégorie d'indicateurs « services fournis ».

Cette variable a été composée à partir du pourcentage de la population couverte par une sécurité sociale classique en 2000 et en 2005. Elle concerne donc essentiellement les ménages à revenu moyen et aisé. Il faut inclure en 2005 le pourcentage de la population de l'état couvert « en plus » suite au Seguro Popular. Les données ont été récupérées en annexe du programme national de santé dans la catégorie d'indicateurs « aspects socioéconomiques » de la population mexicaine. Le Seguro Popular couvrant à la fois des soins de

santé primaire et secondaire fait qu'il n'est pas possible de distinguer ce qui relève des soins « primaires » et ce qui couvre les soins « secondaires ». Il s'est révélé impossible de réaliser deux régressions.

- Dépenses de santé par capita que cela soit pour les assurés ou non assurés.

L'un des objectifs sous-jacents au Seguro Popular est d'accorder une place de premier ordre à la santé dans l'ensemble des politiques publiques sectorielles du pays en faisant augmenter le budget dédié à la santé. C'est pour cette raison que nous avons introduit cette variable, pour interroger le sens de la corrélation entre consultations et dépenses de santé. Les données de cette variable proviennent du Ministère de la Santé du Mexique, Direction de l'information en santé (base de donnée : système de comptes en santé au niveau fédéral et étatique³⁸).

D'après une des études de référence, le succès du Seguro Popular en termes de consommation de soins dépend très fortement de la disponibilité du personnel médical dans une zone. Il était donc légitime d'introduire cette variable afin de renforcer le modèle et de confirmer ou non la conclusion de cette étude. Les données ont été récupérées en annexe du programme national de santé dans la catégorie d'indicateurs « principales ressources pour 10 000 habitants ».

³⁸ Système de compte en santé au niveau federal et étatique (SICUENTAS),

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

- Taux de personnes de 15 ans et plus ayant une éducation primaire ou secondaire

Nous avons introduit une variable éducation mesurant le pourcentage d'individus de 15 ans et plus ayant reçue une éducation primaire ou secondaire (achevée ou inachevée). Il est très généralement admis que l'éducation a un impact fort sur le comportement de la santé des individus. Pour l'éducation, le même raisonnement que pour les unités médicales prévaut, un coefficient significatif permettra de contrôler pour la variable assurance. Les données de ces variables proviennent de l' Institut National de Statistique et Géographie, « compte de population et de conditions de vie ».

- une variable instrumentale pour contrôler l»endogénéité soupçonnée de l'éducation secondaire : Le revenu minimum

Cette variable correspond à la proportion de ménages vivant avec un revenu inférieur à 2 salaires minimum. Cette variable devrait capter les inégalités de revenu au sein d'une population de manière plus fine que le revenu moyen par habitant. Elle permettrait donc de mesurer la part de la population susceptible d'être éligible au programme du Seguro Popular au sein d'un état (et donc l'effort spécifique pour chaque état en termes d'affiliation). Les données de cette variable proviennent également de l' Institut National de Statistique et Géographie, « compte de population et de conditions de vie ».

IV. Spécification et estimation du Modèle :

Dans le modèle étudié, notre indicateur de résultat est un indice de consultation composite qui serait fonction de la population assurée (Sécurité Sociale classique + Seguro Popular), de l'éducation (primaire et secondaire), des dépenses de santé par capita ainsi que des unités médicales disponibles pour 1000 habitants.

Consu1tationst = a . ~~~~~~~~~ it + I. dspc ~~ + y umed _t + A prim _it + 8 sec ~~ + Ejt

L'ensemble des tests présentés plus haut a été conduit pour tester la pertinence et la justification de cette forme linéaire, chaque résultat est ici présenté :

Le test de la pertinence d'introduction des effets spécifiques³⁹ par région nous donne une statistique F(31, 27) de 10,09 qui est supérieure au F lu dans la table à 1,65. On accepte l'hypothèse H1 de pertinence d'introduire les effets spécifiques par région.

Le test de Hausman⁴⁰ nous donne une probabilité du X² inférieure à 10% (Prob>chi2 = 0.0000). Il est donc préférable d'estimer notre modèle par la méthode des effets fixes plutôt que par la méthode des effets aléatoires.

Le test de Jaques Béra⁴¹ de normalité des résidus nous donne une statistique JB=64/6[(0.128)/4]=0.341 qui est inférieure à 5.99, la valeur du X²(2) lu dans la table. On accepte l'hypothèse nulle H0 de normalité des résidus. Le graphe suivant nous le confirme.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

La probabilité du f associée au test de forme fonctionnelle de Ramsey Reset après la méthode de la Somme des Carrés des résidus est de 3,72. Cette valeur étant inférieure au f lu dans la table de 3,78 au risque de 1%, on accepte l'hypothèse H0 de bonne spécification du modèle.

La commande ovtest nous donne une probabilité supérieure à 10% soit 0.2680.On accepte alors l'hypothèse H0 de bonne spécification du modèle.

Après le test d'hétéroscédasticité⁴³ de White la probabilité du f associé est de 0.5289 donc supérieure à 10%. On ne peut rejeter donc l'hypothèse H0 d'homoscédasticité au seuil á de 5%.

Le test d'autocorrélation⁴⁴ des termes de l'erreur de Breusch Goldfrey nous donne une statistique LM de 3,08 qui est inférieure au X² lu dans la table à 3,84 .On retient l'hypothèse H0 d'indépendance entre les erreurs.

Nous avons soupçonné l'éducation secondaire d'endogénéité⁴⁵ car elle n'est pas significative dans notre régression. Nous l'avons ensuite régressée sur les autres variables explicatives du modèle et sur la variable instrumentale « revenu minimum ». Cette dernière a été utilisée comme instrument car on a supposé que le non recours à l'enseignement secondaire était principalement conditionné par un revenu faible. Un ménage ayant un revenu inférieur à 2 salaires minimaux a en effet moins de chance d'envoyer ses enfants suivre un enseignement secondaire. Après cette première procédure définie plus haut, notre t associé à la variable instrumentale était de 3,27, valeur supérieure au t lu dans la table à 1,96 au seuil á =0,05. On rejette l'hypothèse H0 de non significativité du revenu minimum.

Dans une deuxième étape, on récupère le résidu de cette régression que l'on introduit dans l'équation initiale. Nous réalisons le test de Nakamura Nakamura : la statistique t associée au résidu est de -1.07 donc inférieure au t lu dans la table 1,96 au seuil á =0,05. On retient l'hypothèse H0 de non-endogénéité de la variable.

L'estimation doit alors se faire par la méthode des Moindres Carrés Ordinaires au lieu d'une estimation par les Doubles Moindres Carrés.

V. Résultats.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Le t calculé de 4,54 est supérieur au t lu dans la table 1,96 au risque de 5%. Le coefficient associé à la variable assurance est donc significativement différent de 0. Ainsi une augmentation de l'assurance de 1 point implique une augmentation des consultations de services de soins pour 1000 habitants sur un an de 15,9 points.

Le t calculé de 4,94 est supérieur au t lu dans la table 1,96 au risque de 5%. Le coefficient associé à la variable unités médicales est donc significativement différent de 0. Ainsi une variation de l'unité médicale pour 10 000 habitant de + 1 point implique une augmentation des consultations de services de soins de 431 point pour 1 000 habitants sur un an.

Le t calculé de 1,21 est inférieur au t lu dans la table de 1,96 à un risque de 5%. Le coefficient associé n'est donc pas significativement différent de 0. Cependant, à un risque de 30% le coefficient associé à la variable éducation primaire devient significatif car il est supérieur à la valeur lue dans la table de 1,03. A un risque de 30%, une augmentation de l'éducation primaire de un point implique une augmentation des consultations de 30 points. Pour l'éducation secondaire, le t calculé est de 0,75 et donc inférieur au t lu dans la table de 1,96. Le coefficient associé à la variable éducation secondaire n'est donc pas significativement différent de 0, même à un risque de 30%.

Le t calculé de 2,52 est supérieur au t lu dans la table 1,96 au risque de 5%. Le coefficient associé à la variable dépenses de santé par capita est donc significativement différent de 0.

Ainsi une augmentation des dépenses de santé par capita de 1 point implique une baisse des consultations de services de soins de 0.16 point.

Dans le cas où le taux d'assurance est supérieur à 45%, 3 coefficients respectivement associés aux variables assurance, unité médicale et éducation secondaire sont significativement différents de 0. En considérant un risque de 0,05 pour assurance et unités médicales et un risque de 0,20 pour éducation secondaire. Si le niveau d'assurance est élevé, une augmentation de l'assurance de un point entraîne une augmentation des consultations de 2 points. A un seuil de 5%, une augmentation des unités médicales de un point entraîne une augmentation des consultations de 439 points. Une augmentation d'un point de l'éducation secondaire permet une hausse des consultations de 62 points.

Au regard des valeurs muettes, 13 états ont un taux de couverture en assurance inférieur à 45%. Dans ces régions, le coefficient de la disponibilité des unités médicales est significativement différent de 0. A un seuil de 5%, une augmentation des unités médicales d'un point entraîne une augmentation des consultations de 444. L'éducation secondaire est significative à un risque d'erreur de 30%. Une augmentation d'un point de l'éducation secondaire permet une hausse des consultations de 57 points. Dans les états où l'assurance est le moins développée, il serait plus pertinent d'agir sur la disponibilité des unités médicales ainsi que sur l'éducation secondaire au lieu d'insister sur les dépenses de santé.

En comparant ces deux situations, on se rend compte que l'assurance a un impact marginal plus élevé sur les consultations dans les zones où elle est déjà élevée. A l'inverse,

dans les zones peu couvertes (< 45%), sa variation n'a pas d'impact marginal sur les consultations. Cependant dans les deux cas, la disponibilité des unités médicales ainsi que le niveau d'éducation ont toujours un impact. On notera toutefois que les unités médicales ont encore plus d'impact dans les zones où l'assurance est faible. En revanche, l'éducation secondaire a plus d'impact dans les zones à fort taux de couverture.

La corrélation significative et positive entre l'assurance et les consultations est synonyme de succès relatif du programme. Ce sens de variation peut s'expliquer pour diverses raisons ; les états ayant un intérêt financier à augmenter leur nombre d'affiliés, le paquet de services couvert a été rendu plus explicite et rendu publique à tous. Les consultations additionnelles au niveau global, entre 2000 et 2005 seraient surtout liées aux nouveaux affiliés grâce au Seguro Popular.

Si l'on se place du point de vue du ménage, l'accès à l'assurance permet de lever la barrière économique pour accéder aux soins, Ce résultat va dans le sens des études précédentes qui ont mesuré un impact significatif du Seguro Popular sur la diminution de la prévalence des coûts catastrophiques. Cela explique une augmentation significative du nombre de consultations pour 1 000 habitants.

D'après notre modèle, au vu de la non significativité du coefficient associé à la variable éducation secondaire, un niveau d'éducation secondaire ne semble pas jouer pour engager une démarche de recours aux consultations. Cela signifie que pour les individus de plus de 15 ans ayant acquis au moins une éducation primaire, ce ne sera pas l'éducation qui permettra d'expliquer le recours à plus de consultations.

La très forte valeur du coefficient associé à la variable des unités médicales ne doit pas être « sur interpréter » et impose un rappel sur la signification des variables. En effet les unités médicales sont mesurées pour 10 000 habitants et les valeurs en 2000/2005 s'échelonnent de 1 à 4,2. Pour certains états peu fournis en unité médicale, une variation de

1 point signifierait quasiment un doublement en unités médicales. Dans la pratique, il est impossible de faire varier cette variable de la sorte sur 5 ans via une politique au regard du coût et des capacités d'absorber ces unités médicales par le système de santé. La valeur de ce coefficient ne doit donc pas être interprétée en tant que tel.

Toutefois, sa forte valeur relative fournit plusieurs éléments pour enrichir la discussion. En effet, cette valeur confirme la thèse d'une demande induite par les infrastructures et professionnels de santé sur l'utilisation des services de santé. Pour notre modèle, la liaison unités médicales-consulations explicite la liaison densité-activité utilisée pour prouver un phénomène de demande induite. Ce fort impact « potentiel » d'une action sur les consultations par une augmentation des unités médicales est emblématique d'un sous investissement chronique dans les infrastructures de santé.

Une augmentation de l'offre de soins permet également de diminuer les temps de latence (causés par les files d'attentes des patients) et donc d'augmenter le nombre de consultations. Au niveau de ménages, une plus forte offre de soins permet de baisser les coûts indirects notamment au niveau des transports.

La corrélation entre consultations et dépenses publiques de santé par capita montre que l'efficience technique⁴⁶ pour le Seguro Popular semble avoir été atteinte : une hausse du niveau de dépenses publiques par capita induit une baisse du niveau de consultations. Cette corrélation est donc un marqueur d'efficience des dépenses publiques de santé via le Seguro Popular.

Cette efficacité croissante se comprend par un accent plus fort mis sur les soins préventifs sur 5 ans et qui porte ses fruits. En effet, le programme du Seguro Popular a créé un fonds pour les services de santé communautaire qui permet de protéger le budget lié à la prévention.

Une interprétation de ce sens de variation pourrait aussi s'expliquer par le fait que l'amélioration de l'état de santé des populations nécessite, à la marge, moins de

⁴⁶ Efficience technique : meilleure utilisation des ressources (max output, min input)

consultations⁴⁷. Toute chose étant égale par ailleurs, une augmentation des dépenses de santé publiques per capita permettrait ensuite de réduire les consultations nécessaires. Toutefois cette explication est à nuancer au regard du délai nécessaire pour que l'impact d'une hausse des dépenses de santé soit effectif sur l'état de santé.

L'analyse de sensibilité permet de se rendre compte que l'impact de l'offre de soins (via les unités médicales) est d'autant plus fort dans les zones à faible assurance. Dans ces zones, l'assurance n'étant pas élevée, les ménages sont plus sensibles au paiement direct de leurs prestations de soins. Une amélioration de la densité des unités médicales permettrait de lutter contre les temps de latence et de diminuer les coûts indirects liés au transport. Ceci peut inciter les ménages à augmenter leur consultation.

La régression « agrégée » nous montre effectivement un impact significatif de l'assurance sur les consultations. Cependant, la distinction des régions selon le taux de couverture effectif nous montre les limites de l'impact du Seguro Popular. La non significativité de l'assurance dans les zones à faible taux de couverture est un signe d'une disparité du taux d'assurance entre régions malgré le Seguro Popular.

La recommandation suite à cette analyse serait de continuer à concentrer les efforts pour augmenter le taux de personnes assurés dans le but de réduire les disparités entre les régions. Cette politique doit être combinée avec une amélioration de la densité médicale et un meilleur accès à l'éducation.

⁴⁷ D'après les statistiques en annexes du programme national de santé, l'état de santé de la population mexicaine semble effectivement s'être amélioré.

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

CONCLUSION

La question posée au départ était la suivante : « La mise en oeuvre effective du Seguro Popular a-t-elle eu un impact significatif sur la consultation des services de soins de santé définis par les programmes nationaux de santé ? ». Notre modèle parvient à répondre par l'affirmative. Ce résultat démontre la pertinence de jouer sur l'assurance pour assurer un meilleur recours à la consultation de soins de santé de la population. Le succès du Seguro Popular qui se vérifie dans notre étude devrait servir d'exemple aux autres pays qui cherchent à créer un système universel d' « ayant droit » pour les non assurés. A son échelle, cette étude confirme que des interventions à la fois ciblées et s'inscrivant dans une stratégie cohérente conduisent à un progrès rapide (5 ans) et significatif sur certains indicateurs notamment les consultations en soins de santé. L'intérêt de cette étude est d'aller au delà d'une mesure de l'accessibilité géographique ou financière (qui ne garanti pas l'utilisation). En mesurant l'utilisation, elle mesure l'accès aux soins effectifs.

Une mise en garde est toutefois de mise dans le sens où le Seguro Popular n'est pas la seule explication à une augmentation des consultations des soins de santé. En effet, le succès relatif du Seguro Popular (vérifié par des corrélations positives entre l'assurance et la consommation des soins de santé) doit s'appréhender au regard de la politique globale de réduction de la pauvreté mise en oeuvre. On ne doit pas ignorer qu'à partir de 1997, l'Etat mexicain avait déjà mis en place Progresa un projet global de lutte contre la pauvreté. Il s'agissait de transferts monétaires conditionnés par la scolarisation ou la fréquentation des services de santé, vers les mères des foyers les plus précaires. Les publics étaient donc déjà sensibilisés lors de l'introduction du Seguro Popular.

Plusieurs questions restent en suspend mais seraient complémentaires à notre étude : Le Seguro Popular a-t-il permis de diminuer les inégalités entre états au regard de l'évolution de la consommation de soins sur la période 2000-2005 ? Existe-t-il des disparités entre régions au regard du bénéfice permis par le SP ? L'objectif a-t-il été atteint en 2009 ? L'augmentation des consultations s'est-elle faite au détriment de la qualité ?

- Programme National de Santé 2001-2006 : « Des actions aujourd'hui pour le Mexique du futur ».

- Programme National de Santé 2007-2012 : « Pour un Mexique sain : Construire des alliances pour améliorer la santé »

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Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

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Annexe n°1 : TEST DE HAUSMAN

Fixed-effects (within) regression	Number of obs	=	64
Group variable: rgion	Number of groups	=	32
R-sq: within = 0.6765	Obs per group: min	=	2
between = 0.0632	avg	=	2.0
overall = 0.1097	max	=	2
	F(5,27)	=	11.29
corr(u_i, Xb) = -0.4071	Prob > F	=	0.0000

	Coef.	Std. Err.	t P>\|t\|	[95% Conf.	Interval]
assurance \|	15.98919	5.573188	2.87 0.008	4.553954	27.42443
dspc \|	-.1682786	.1255068	-1.34 0.191	-.4257973	.08924
umed \|	431.9063	119.9296	3.60 0.001	185.8311	677.9816
prim \|	30.5651	42.02785	0.73 0.473	-55.66893	116.7991
sec \|	27.75108	71.4089	0.39 0.701	-118.7679	174.27
_cons \|	-845.681	3166.968	-0.27 0.791	-7343.762	5652.4

sigma_u \|	532.75871
sigma_e \|	161.68311
rho \|	.91566555	(fraction	of variance due	to u_i)

	Coef.	Std. Err.	t P>\|t\|	[95% Conf.	Interval]
assurance \|	15.98919	5.164432	3.10 0.005	5.392651	26.58573
dspc \|	-.1682786	.098014	-1.72 0.097	-.3693867	.0328294
umed \|	431.9063	128.0741	3.37 0.002	169.1199	694.6928
prim \|	30.5651	37.08958	0.82 0.417	-45.53643	106.6666
sec \|	27.75108	53.97533	0.51 0.611	-82.99715	138.4993
_cons \|	-845.681	2621.928	-0.32 0.750	-6225.432	4534.07

sigma_u \|	532.75871
sigma_e \|	161.68311
rho \|	.91566555	(fraction	of variance due	to u_i)

. xtreg consult assurance dspc umed prim sec,re robust
Random-effects	GLS regression	Number of obs	=	64
Group variable:	rgion	Number of groups	=	32
R-sq: within	= 0.5560	Obs per group: min	=	2
between	= 0.4323	avg	=	2.0
overall	= 0.3967	max	=	2

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

consult \| ---	Coef.	Std. Err.	z P>\|z\|	[95% Conf.	Interval]
assurance \|	11.54735	6.172064	1.87 0.061	-.5496717	23.64437
dspc \|	-.0900533	.1791355	-0.50 0.615	-.4411525	.2610459
umed \|	227.0546	87.31037	2.60 0.009	55.92944	398.1798
prim \|	-12.01349	20.61897	-0.58 0.560	-52.42593	28.39894
sec \|	.6182005	25.37969	0.02 0.981	-49.12508	50.36148
_cons \|	1969.676	1362.65	1.45 0.148	-701.0697	4640.422
---
sigma_u \|	234.75751
sigma_e \|	161.68311
rho \|	.67826932	(fraction	of variance due	to u_i)
. hausman eq

---	+
assurance	\| 15.98919	11.54735	4.441839	.
dspc	\| -.1682786	-.0900533	-.0782253	.
umed	\| 431.9063	227.0546	204.8517	93.70105
prim	\| 30.5651	-12.01349	42.5786	30.8301
sec	\| 27.75108	.6182005	27.13288	47.6362

Annexe n°2: Conditions de Gauss-Markov

1% 5%	Percentiles -246.2142 -163.7113	Smallest -246.2142 -214.6897
10%	-140.9988	-183.2607	Obs	64
25%	-72.91444	-163.7113	Sum of Wgt.	64
50%	0		Mean	0
		Largest	Std. Dev.	105.8464
75%	72.91444	163.7113
90%	140.9988	183.2607	Variance	11203.47
95%	163.7113	214.6897	Skewness	0
99%	246.2142	246.2142	Kurtosis	2.642944

***JB=64/6[(0.128)/4]=0.341 qui est inferieur à 5.99 donc on accepte l'hypothese nulle H0 de normalité des residus***

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Ramsey RESET test using powers of the fitted values of consult Ho: model has no omitted variables

reg consult

assurance dspc umed prim sec

Source

| SS

Number of obs

= 64

F( 5, 58)

= 24.25

Model

| 1475761.07

295152.215

Prob > F

= 0.0000

Residual

| 705818.516

12169.2848

R-squared

= 0.6765

Adj R-squared

= 0.6486

Total

| 2181579.59

34628.2475

Root MSE

= 110.31

---

consult |

Coef. Std.

Err.

P>|t| [95% Conf.

Interval]

	+
assurance	\| 15.98919	3.80252	4.20	0.000	8.377619	23.60076
dspc	\| -.1682786	.0856318	-1.97	0.054	-.3396893	.0031321
umed	\| 431.9063	81.82656	5.28	0.000	268.1127	595.7
prim	\| 30.5651	28.67511	1.07	0.291	-26.83437	87.96457
sec	\| 27.75108	48.72145	0.57	0.571	-69.77549	125.2777
_cons	\| -845.681	2160.785	-0.39	0.697	-5170.962	3479.6

reg consult Source \| +		assurance dspc umed prim sec SS df MS
Model	\|	1591354.42	8	198919.303
Residual	\|	590225.167	55	10731.3667
+
Total	\|	2181579.59	63	34628.2475

Consult \|		Coef. Std.	Err.	t

n1 n2 n3 Number of obs	=	64
F( 8, 55)	=	18.54
Prob > F	=	0.0000
R-squared	=	0.7295
Adj R-squared	=	0.6901
Root MSE	=	103.59

---
assurance \|	-1484.908	7107.014	-0.21	0.835	-15727.68	12757.87
dspc \|	15.66445	74.79871	0.21	0.835	-134.2355	165.5644
umed \|	-40035.64	191975.9	-0.21	0.836	-424764	344692.7
prim \|	-2822.219	13585.53	-0.21	0.836	-30048.22	24403.78
sec \|	-2571.639	12334.96	-0.21	0.836	-27291.46	22148.18
n1 \|	.0365265	.258383	0.14	0.888	-.4812846	.5543376
n2 \|	-4.79e-06	.0000665	-0.07	0.943	-.0001381	.0001285
n3 \|	2.05e-11	6.40e-09	0.00	0.997	-1.28e-08	1.28e-08
_cons \|	158017.5	661512.7	0.24	0.812	-1167684	1483718

	+
assurance	\| 15.98919	3.80252	4.20	0.000	8.377619	23.60076
dspc	\| -.1682786	.0856318	-1.97	0.054	-.3396893	.0031321
umed	\| 431.9063	81.82656	5.28	0.000	268.1127	595.7
prim	\| 30.5651	28.67511	1.07	0.291	-26.83437	87.96457
sec	\| 27.75108	48.72145	0.57	0.571	-69.77549	125.2777
_cons	\| -845.681	2160.785	-0.39	0.697	-5170.962	3479.6

	=	64
F( 20, 43)	=	0.95
Prob > F	=	0.5289
R-squared	=	0.3075
Adj R-squared	=	0.0145
Root MSE	=	14351

	+
assurance	\| -63905.25	153166.9	-0.42	0.679	-372795.7	244985.2
dspc	\| 12708.64	5602.225	2.27	0.028	1410.676	24006.6
umed	\| 658941.9	4205224	0.16	0.876	-7821701	9139585
prim	\| 3830256	1320961	2.90	0.006	1166285	6494227
sec	\| 5057261	2034583	2.49	0.017	954133.5	9160389
assc	\| -157.8679	200.9934	-0.79	0.437	-563.2098	247.4739
dspcc	\| -.2588577	.1555726	-1.66	0.103	-.5725997	.0548842
umedc	\| -15548.77	100339.8	-0.15	0.878	-217903.3	186805.8
primc	\| -27233.15	9707.94	-2.81	0.008	-46811.08	-7655.221
secc	\| -46833.25	26170.13	-1.79	0.081	-99610.33	5943.842

m1 \|	2.87538	8.577405
m2 \|	12625.29	9653.755
m3 \|	239.5673	2099.273
m4 \|	1533.514	3393.391
m5 \|	-132.1883	206.8882
m6 \|	-182.71	84.36913
m7 \|	-215.9692	106.8465
m8 \|	5440.542	52299.59
m9 \|	-51086.29	102641.2
m10 \|	-67578.24	23962.23
_ cons \|	-1.38e+08	4.88e+07

consult \| ---	Coef. +	Std. Err.	t	P>\|t\|	[95% Conf.	Interval]
assurance	\| 15.98919	3.523631	4.54	0.000	8.935876	23.04251
dspc	\| -.1682786	.0668738	-2.52	0.015	-.302141	-.0344162
umed	\| 431.9063	87.38348	4.94	0.000	256.9893	606.8234
prim	\| 30.5651	25.30578	1.21	0.232	-20.08993	81.22013
sec	\| 27.75108	36.82673	0.75	0.454	-45.96563	101.4678
_cons	\| -845.681	1788.91	-0.47	0.638	-4426.574	2735.212

	+
he	\| -.3740779	.1242449	-3.01	0.004	-.6229704	-.1251855
assurance	\| -.5785915	3.5672	-0.16	0.872	-7.724553	6.567369
dspc	\| .0293717	.0799206	0.37	0.715	-.1307286	.1894719
umed	\| -4.586678	76.13426	-0.06	0.952	-157.1019	147.9286
prim	\| 5.387261	26.67895	0.20	0.841	-48.05709	58.83162
sec	\| 7.705531	45.32575	0.17	0.866	-83.09286	98.50392
_cons	\| -377.8631	2011.348	-0.19	0.852	-4407.077	3651.351

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique


assurance \|	15.98919	3.523631	4.54	0.000	8.935876	23.04251
dspc \|	-.1682786	.0668738	-2.52	0.015	-.302141	-.0344162
umed \|	431.9063	87.38348	4.94	0.000	256.9893	606.8234
prim \|	30.5651	25.30578	1.21	0.232	-20.08993	81.22013
sec \|	27.75108	36.82673	0.75	0.454	-45.96563	101.4678
_cons \|	-845.681	1788.91	-0.47	0.638	-4426.574	2735.212

	+
revmin	\| .0246799	.0075521	3.27	0.002	.0095628	.039797
assurance	\| .0144096	.0097327	1.48	0.144	-.0050725	.0338916
dspc	\| -.0008455	.000189	-4.47	0.000	-.0012239	-.0004671
umed	\| .4882662	.1165126	4.19	0.000	.255041	.7214914
prim	\| -.4139183	.0497857	-8.31	0.000	-.5135752	-.3142614
_cons	\| 38.05473	2.324409	16.37	0.000	33.40192	42.70754

	+
assurance	\| 14.78966	4.029954	3.67	0.001 6.719815	22.8595
dspc	\| -.0366757	.1449738	-0.25	0.801 -.3269808	.2536294
umed	\| 333.9981	136.0065	2.46	0.017 61.6497	606.3465
prim	\| 104.624	71.65284	1.46	0.150 -38.85836	248.1063
sec	\| 185.2295	151.9048	1.22	0.228 -118.9546	489.4137
u	\| -185.0229	172.6449	-1.07	0.288 -530.7383	160.6924
_cons	\| -7288.883	6148.376	-1.19	0.241 -19600.79	5023.028

Comme le coefficient du résidu n'est pas significatif on ne peut pas faire la régression par les doubles moindres carré on fait une régression MCO

Analyse de l'incidence du Seguro Popular et de son impact sur l'utilisation des services de santé au Mexique

Annexe n°3 : Analyse de sensibilité

	+
assu	\| 2.135134	1.084603	1.97	0.054	-.0359352	4.306204
dspc	\| -.0154293	.1065931	-0.14	0.885	-.2287985	.1979399
umed	\| 439.2275	87.36614	5.03	0.000	264.3451	614.1098
prim	\| 24.48716	32.91857	0.74	0.460	-41.40652	90.38084
sec	\| 62.06965	46.98685	1.32	0.192	-31.98476	156.1241
_ cons	\| -930.8784	2290.545	-0.41	0.686	-5515.903	3654.146

	\| Coef. +	Std. Err.	t	P>\|t\|	[95% Conf.	Interval]
assu1	\| -1.197938	1.396452	-0.86	0.395	-3.99324	1.597365
dspc	\| -.0099289	.1100302	-0.09	0.928	-.2301783	.2103204
umed	\| 444.7106	86.33457	5.15	0.000	271.8932	617.528
prim	\| 9.416463	32.03008	0.29	0.770	-54.69871	73.53163
sec	\| 57.28036	47.42749	1.21	0.232	-37.65607	152.2168
_cons	\| -198.4856	2236.096	-0.09	0.930	-4674.518	4277.547

Le contexte sanitaire mexicain avant le Seguro Popular : nécessité d'instaurer un mécanisme d'assurance santé public. 7

III. UTILISATION DES SERVICES DE SANTÉ PUBLIQUE, dépenses de santé privées, et l'incidence des frais catastrophiques SANTÉ: données préliminaires 41

Chapitre III : IMPACT DU SEGURO POPULAR SUR L'UTILISATION DES SERVICES DE SANTE 48