Notes
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[*]
Irdes (Institut de Recherche et Documentation en Économie de la santé), 10, rue Vauvenargues, 75018 Paris. Courriel : or@ irdes. fr (auteur correspondant).
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[**]
Leda-legos, Université Paris-Dauphine, place du Maréchal-de-Lattre-de-Tassigny, 75775 Paris Cedex 16, et Irdes, Institut de Recherche et Documentation en Économie de la Santé. Courriel : florence. jusot@ dauphine. fr
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[***]
Irdes et drees (Direction de la recherche, des études, de l’évaluation et des statistiques). Courriel : yilmaz@ sante. gouv. fr
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[****]
Les autres membres du groupe qui ont contribué à ce travail avec leurs commentaires sont les suivants : A. Kunst and I. Stirbu (Departement of public health, Erasmus University Medical Center, Rotterdam), A. Mielck (Institute of Health Economics and Health Care Management, Germany), C. Muntaner (University of Toronto, Canada) and O. Ekholm (National institute of Public health, University of Southern, Denmark).
Les auteurs remercient l’ensemble des membres du réseau Eurothine pour la mise à disposition des données nationales. Ils remercient également les participants au VIe congrès international des économistes de la santé, les participants aux 20e Journées des économistes de la santé français et en particulier Thomas Barnay, ainsi que les deux rapporteurs anonymes de la Revue économique pour leurs commentaires et suggestions qui ont permis d’améliorer cet article. Les auteurs restent responsables des erreurs et omissions éventuelles. -
[1]
http:// mgzlx4. erasmusmc. n1/ eurothine/
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[2]
Cette variable vaut donc 0.5 pour l’Angleterre, 1 pour l’Italie, 3 pour le Danemark et le Portugal et 12 pour les autres pays.
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[3]
Health care systems in Transition, Denmark [2002]. European Observatory.
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[4]
Hit summary Hungary [2005], states that « gatekeeping is not effective and direct access to specialist is common ».
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[5]
Les résultats des régressions logistiques par pays sont disponibles auprès des auteurs.
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[6]
Les intervalles de confiance à 95 % ont été estimés à partir des écarts-types conditionnels des prédictions selon la formule ûi +/– 2.201*écart type conditionnels (Studenmund [1992]) et permettent de mettre en évidence les différences significatives entre pays.
Introduction
1L’accès aux soins de santé constitue un droit fondamental selon la Charte des droits fondamentaux de l’Union européenne, et le principe d’équité horizontale, qui exige un traitement égal à besoin égal, est aujourd’hui largement accepté pour juger de l’équité des systèmes de soins (Wagstaff, Van Doorslaer [2000] ; Fleurbaey, Schokkaert [2008]). On observe cependant des inégalités sociales ou inéquités dans la consommation de soins dans la plupart des pays européens, c’est-à-dire des différences de consommation de soins entre groupes sociaux à besoin de soins égal (Van der Meer, Mackenbach [1999], Van Doorsler et al. [2000] ; Hanratty, Zhang, Whitehead [2007]). Plusieurs travaux montrent ainsi que la probabilité de recours au médecin et le nombre de visites ne sont pas identiquement distribués parmi les différents groupes socio-économiques, après ajustement par l’âge, le sexe et l’état de santé. Les travaux du groupe Ecuity ont notamment mis en évidence des inégalités de consommation de soins de spécialistes en faveur des groupes de revenus les plus élevés dans les pays de l’Europe des Quinze, le recours aux soins de généralistes étant en revanche plus équitablement réparti (Couffinhal et al. [2004] ; Van Doorslaer, Koolman, Jones [2004] ; Van Doorslaer, Masseria, Koolman [2006] ; Mielck et al. [2007]). Cependant, ces travaux ont également montré que le niveau et le sens de ces inégalités varient de manière significative d’un pays à l’autre. Par exemple, en Irlande et en Grande-Bretagne, les individus les moins avantagés recourent davantage aux médecins généralistes que les individus les plus aisés, tandis que l’on observe le phénomène inverse au Portugal et en Finlande. De même, si on observe des inégalités de recours aux soins de spécialistes dans la plupart des pays d’Europe, celles-ci sont particulièrement marquées dans certains pays malgré l’existence d’une couverture universelle.
2Deux types d’explications relevant de la demande individuelle de soins ont été proposés pour expliquer ces inégalités. Une première explication, suggérée par les modèles de capital santé (Grossman [2000]) et largement développée dans la littérature sociologique, serait l’existence de barrières culturelles et informationnelles expliquant que les populations les plus pauvres et les moins éduquées aient un recours aux soins plus tardif et davantage orienté vers les soins curatifs en raison d’une moindre connaissance des filières de soins ou d’un rapport différent au corps et à la maladie (Alberts et al. [1997, 1998] ; Couffinhal et al. [2005]). Par ailleurs, les travaux du groupe Ecuity ont mis en évidence le rôle du coût des soins dans la formation de ces inégalités de recours, les fortes inégalités de recours aux soins de spécialistes étant notamment expliquées par les inégalités dans la possession d’assurance maladie complémentaire (Bongers et al. [1997] ; Van Doorsler Koolman, Jones [2004] ; Van Doorslaer et al. [2006]).
3Au contraire, peu d’attention a été portée sur le rôle du système de santé dans l’explication des inégalités de recours aux soins et, en particulier, dans celle des différences dans leur ampleur entre pays. Même si les travaux du groupe Ecuity interprètent en partie les différences résiduelles entre pays après ajustement par l’inégale répartition des déterminants individuels de la demande de santé comme le reflet des différences de système de santé, et notamment l’existence d’assurance universelle, l’influence à proprement parler des caractéristiques des systèmes de santé n’a jusqu’à présent pas été étudiée. Pourtant, compte tenu des fortes différences dans l’organisation et le financement des systèmes de santé en Europe, celles-ci pourraient expliquer une part importante des différences de niveau de ces inégalités de recours aux soins. En effet, le niveau de soins couverts varie de manière importante, même entre les pays qui ont une couverture universelle. De plus, on peut envisager des facteurs relevant de l’offre de soins et de son organisation qui peuvent influencer la consommation de soins des différentes catégories sociales.
4Cette étude propose d’évaluer, à l’aide de modèles multiniveaux, les variations de l’ampleur des inégalités sociales de recours aux soins de spécialistes et de généralistes entre les pays européens, puis d’étudier l’impact des différentes caractéristiques des systèmes de santé sur ces inégalités. La section suivante présente les principales caractéristiques des systèmes de santé pouvant influencer les inégalités sociales de recours aux soins. La troisième section présente la méthodologie adoptée et la quatrième section précise les données et les variables utilisées dans les estimations. Les résultats sont présentés dans la cinquième section puis discutés dans une dernière section.
Caractéristiques des systèmes de santé et équité de la consommation de soins
5Nous introduirons, dans cette partie, les principales caractéristiques des systèmes de santé pertinentes pour expliquer les différences constatées entre pays dans le niveau de l’inéquité de la consommation de soins.
6Les systèmes de santé peuvent tout d’abord être regroupés selon la nature de leurs principales sources de financement, puisque celles-ci définissent en partie les conditions d’accès aux soins et modes d’organisation des soins. Il s’agit alors de distinguer les systèmes selon l’ampleur respective des financements publics et privés, d’une part, et de distinguer les systèmes d’assurance sociale des systèmes financés par taxation, d’autre part.
7Au-delà de ces classifications globales, on peut également isoler d’autres caractéristiques de l’organisation des systèmes de santé pouvant influencer le niveau de la consommation de soins et l’équité de sa répartition. On peut citer notamment le niveau de densité médicale, le mode de rémunération des médecins et le mode d’orientation des patients dans le système de santé. Nous décrivons ci-dessous brièvement ces paramètres et leurs effets attendus sur les inégalités de recours aux soins.
Les sources de financement
8Les systèmes européens diffèrent largement dans l’étendue de la part laissée à la charge des patients dans les dépenses totales de santé, cette part pouvant être couverte par une assurance complémentaire optionnelle. Quelques études montrent que la division entre les financements public et privé des services de santé influence les différences sociales d’état de santé et de recours aux soins. Au niveau macroéconomique, plusieurs travaux ont mis en évidence l’impact positif du financement public des soins sur la mortalité générale et les taux de morbidité (Leu [1986] ; Babazano [1994] ; Or [2001]), mais ces études ne permettent pas d’établir si l’amélioration dans l’état de santé est uniforme au sein de la population. Le financement public des services de santé est en effet susceptible, s’il s’accompagne d’une réduction des coûts pour les plus pauvres, d’améliorer leur accès aux soins et donc de contribuer à la réduction des inégalités de consommation de soins, comme le suggèrent plusieurs expériences nationales. En France, par exemple, le suivi de la mise en œuvre de la cmu-Complémentaire, offrant une couverture complémentaire gratuite sous condition de ressources à près de 7,5 % de la population la plus pauvre, a montré que cette mesure a fortement contribué à la réduction des différences sociales de consommation de soins (Raynaud [2003] ; Grignon, Perronnin [2003]).
9Les systèmes de santé peuvent également être distingués selon la nature des sources primaires de financement, c’est-à-dire l’impôt ou les cotisations sociales. Les systèmes de santé fondés sur le principe de l’assurance sociale sont caractérisés par une multitude d’organismes d’assurance indépendants des offreurs de soins. Les soins sont alors fournis par une multitude d’offreurs à la fois publics et privés et, en général, il y a de nombreux payeurs. Au contraire, dans les systèmes de santé financés par l’impôt ou les services nationaux de santé, le financement et la production des soins relèvent de la même organisation. Ces systèmes sont ainsi parfois appelés systèmes de santé intégrés, dans la mesure où il existe un seul payeur qui gère également la production des soins au niveau national.
10De nombreuses études ont comparé les mérites de ces deux types de système. Les systèmes d’assurance sociale sont souvent considérés comme meilleurs du point de vue de la satisfaction des patients et de la qualité des soins fournis, alors que les systèmes nationaux de santé sont plus considérés comme coûts-efficaces (Health Consumer Powerhouse [2007]). L’influence de ces deux types de système sur l’équité de la consommation des services de santé n’a, en revanche, pas été étudiée.
Le niveau de l’offre médicale
11Plusieurs études ont mis en évidence une contribution positive du niveau des ressources médicales, la densité médicale en particulier, à l’explication des disparités nationales et régionales d’état de santé (Grubaugh et Santerre [1994] ; Jusot [2004] ; Or [2001, 2005]). Il est également démontré que la consommation de soins de généralistes et, plus encore, de spécialistes, augmente avec la densité médicale de la zone géographique, cet effet étant en outre plus marqué parmi les populations les plus défavorisées (Place [1997] ; Lucas-Gabrielli et al. [2001] ; Breuil-Genier et Rupprecht [2000]).
12Il semble en effet raisonnable de supposer que, dans les systèmes où les ressources sont rares, l’accès aux soins est difficile pour tous, mais d’autant plus pour les personnes défavorisées pour qui un coût d’opportunité élevé, expliqué notamment par des coûts de transport importants, sera d’autant plus désincitatif. Cependant, au niveau macroéconomique, il est également possible que, dans les systèmes où les ressources sont les moins abondantes, une attention particulière soit portée sur la répartition géographique de ces ressources et que des mécanismes soient mis en place afin de cibler les personnes ayant les besoins de soins les plus importants et, donc, les plus pauvres en particulier.
Le mode de rémunération des médecins
13Dans les pays étudiés ici, on recense trois modes principaux de rémunération des médecins : la rémunération à l’acte (fee-for-service), le salariat des médecins et la capitation. Dans le premier cas, les médecins sont rémunérés pour chaque acte pratiqué ; dans le second, les médecins reçoivent une rémunération par unité de temps, indépendamment du nombre d’actes pratiqués et de patients reçus ; dans le troisième cas, les médecins reçoivent une rémunération pour chaque patient pris en charge par unité de temps, indépendamment du nombre d’actes pratiqués pour chaque patient.
14Dans les systèmes où les médecins reçoivent une rémunération à l’acte, ces derniers sont incités à accroître le volume et le prix des actes pratiqués selon le cadre théorique de la demande induite (Arrow [1986] ; Rochaix et Jacobzone [1997]). L’offre de soins de médecins est ainsi plus importante en France et en Allemagne. La capitation est souvent introduite dans le but de contrôler les coûts du système de santé, les professionnels n’étant plus incités à accroître le nombre d’actes par patient. Plusieurs études américaines suggèrent ainsi que le passage de la rémunération à l’acte à la capitation dans le contexte du managed care a réduit l’utilisation des services de santé (Gosden et al. [2000]), sans que l’on puisse conclure si ceci implique une amélioration de l’efficience des systèmes ou d’une réduction de l’accès aux soins. Par exemple, en comparant différents programmes de couverture médicale (hmos), Zukevas et Hill [2004] montrent que la capitation peut améliorer l’accès aux soins préventifs. La rémunération salariale des médecins est connue pour faciliter la planification financière et le contrôle des coûts des systèmes de santé (oecd [1994] ; Maynard [1986]). Cependant, dans ces systèmes, les médecins sont peu incités à accroître le nombre de leurs patients. En conséquence, les patients peuvent souffrir d’un choix de traitement moins pertinent et d’une orientation inappropriée vers les autres professionnels de santé (Gosden et al. [1999]). Le salariat des médecins spécialistes dans le secteur hospitalier est répandu en Europe. En revanche, dans le secteur ambulatoire, il ne concerne que les médecins généralistes et, parmi les pays retenus dans cette étude, le Portugal seulement.
15Les revues de littérature existantes sur les effets des différents modes de rémunération des médecins sur les coûts, la qualité et l’accès aux soins n’identifient aucune étude portant spécifiquement sur l’influence de ces trois modes de rémunération sur les inégalités de consommation de soins à besoin de soins donné (Gosden et al. [1999, 2000]). Il est donc délicat de formuler des hypothèses claires sur l’effet de ces derniers sur l’équité du recours aux soins. Cependant, on peut remarquer que, dans les systèmes où les médecins sont rémunérés à l’acte, l’accès aux médecins est rarement gratuit, alors que c’est généralement le cas dans les systèmes par capitation et les systèmes où les médecins sont salariés. Il est également suggéré que, dans les pays où les médecins sont rémunérés par capitation, ils ont souvent une responsabilité vis-à-vis de la population qu’ils ont en charge, et il est ainsi possible de leur assigner des objectifs ciblant les plus défavorisés comme en Grande-Bretagne, au Pays-Bas, et en Suède (Couffinhal et al. [2005]).
16De plus, dans les systèmes par rémunération à l’acte, la coordination des soins est souvent limitée. En effet, il n’existe que rarement des mécanismes formels permettant d’assister les personnes souffrant de maladies chroniques ou de poly-pathologies afin d’obtenir des soins coordonnés et ainsi obtenir l’ensemble des soins nécessaires. La capitation semble au contraire améliorer la gestion des soins et permet une meilleure coordination des services reçus que les deux autres systèmes (Mitchell et Gaskin [2007]). Or, cette meilleure coordination est sans doute plus importante pour garantir une prise en charge adaptée aux personnes les plus pauvres et les moins éduquées qui semblent avoir une moindre connaissance des filières de soins.
Les pratiques d’orientation des patients dans le système
17Dans de nombreux pays européens, comme la Grande-Bretagne, les Pays-Bas et le Portugal, le secteur des soins primaires est organisé autour des médecins généralistes qui jouent le rôle de gatekeeper, c’est-à-dire qui contrôlent le recours aux autres professionnels de santé.
18Le gatekeeping est considéré comme un mécanisme de maîtrise des coûts dans la mesure où les spécialistes peuvent être incités par leur mode de rémunération à induire une demande de soins coûteuse et parfois non nécessaire (Richardson et Peacock [2006]). De plus, le gatekeeping a tendance à intensifier les contacts entre les patients et leur médecin généraliste, ce qui peut conduire à une prise en charge plus préventive, plus globale et mieux coordonnée que celle fournie par les spécialistes.
19Quelques rares études se sont intéressées à l’impact des différents modèles de gatekeeping (strict, souple, aucun) sur la consommation de soins. Par exemple, Hodgkin et al. [2007] montrent que l’assouplissement des règles de gatekeeping permet une augmentation très significative de la consommation de soins psychiatriques. Ferris et al. [2001, 2002] ont également montré que le passage à l’accès libre aux spécialistes conduit à une augmentation du recours des enfants souffrant de maladies chroniques, mais n’a pas d’impact sur la consommation de soins des adultes.
20Par ailleurs, les systèmes dans lesquels les généralistes ont un rôle de gatekeeper sont ceux qui disposent d’une organisation bien développée des soins primaires. Quelques travaux ont également mis en évidence que les inégalités de consommation de soins étaient réduites dans les pays disposant d’un système de santé orienté vers les soins primaires (Starfield et al. [2005]). L’efficacité auprès des populations défavorisées des programmes organisant les soins de premier recours est particulièrement bien établie dans les pays en développement (Alberts et al. [1997] ; Reyes et al. [1997]).
Méthodologie
21Dans les travaux précédents portant sur les inégalités de consommation de soins en Europe (Couffinhal et al. [2004] ; Van Doorslaer, Koolman, Jones [2004] ; Van Doorslaer, Masseria, Koolman [2006]), le degré d’inéquité horizontale est mesuré séparément au sein de chaque pays en comparant la distribution observée de la consommation de soins selon le niveau socioéconomique à la distribution attendue, compte tenu de la distribution sociale du besoin de soins (définie par l’âge, le sexe et l’état de santé). Cette approche permet donc de mesurer et de comparer le niveau des inégalités entre les pays mais pas d’expliquer les différences observées entre les pays.
22Nous adoptons ici une méthodologie multiniveaux qui permet au contraire de tenir compte simultanément de caractéristiques individuelles et de caractéristiques des systèmes de santé définies au niveau des pays pouvant influencer les inégalités de recours aux soins. Cette méthodologie nécessite d’utiliser des données individuelles harmonisées dans plusieurs pays pour étudier les inégalités simultanément dans les pays considérés, et expliquer leur ampleur d’un pays à l’autre.
23En effet, ces modèles permettent d’analyser des données ayant une structure hiérarchique, c’est-à-dire lorsque les observations élémentaires sont nichées naturellement dans des ensembles plus larges (Rice et Jones [1997]). Ici, les données au niveau individuel (niveau 1) sont regroupées par pays, constituant le niveau 2.
24Supposons que, au premier niveau, la propension à recourir aux soins d’un individu i appartenant à un pays j (C*ij) est expliquée par son statut socio-économique Xij, par ses autres caractéristiques observables Zij, parmi lesquelles le besoin de soins, et un résidu individuel eij, distribué selon une loi logistique et une constante par pays ?0j :
26Afin de prendre en compte les différences entre pays dans la probabilité moyenne de recours aux soins, nous supposons que, au deuxième niveau, les constantes ?0j sont distribuées autour d’une moyenne ?0, l’écart à la moyenne pour un pays donné j étant expliqué par la durée d’observation du recours aux soins dans ce pays Pj et une erreur résiduelle ?j. Ces erreurs sont supposées normalement distribuées, avec cov (?j, eij) = 0. L’inclusion de cet effet aléatoire ?j permet alors d’obtenir des coefficients non biaisés par l’autocorrélation éventuelle des résidus individuels eij, induite par l’omission de caractéristiques inobservées des pays, telles que des habitudes de soins spécifiques à chaque pays ou encore les phénomènes de saisonnalité affectant les différentes enquêtes :
28En substituant l’équation (2) dans l’équation (1), nous obtenons l’équation hiérarchique suivante :
30Pour tester l’hypothèse d’une hétérogénéité du niveau des inégalités sociales de recours aux soins, nous autorisons alors le coefficient (?j) associé à la variable de statut socioéconomique X, à varier à travers les pays.
32Les coefficients ?j sont supposés distribués autour d’une moyenne ?0, l’écart à la moyenne uj pour un pays donné j étant normalement distribué, avec cov (uj, eij) = 0.
34Si la variance des erreurs uj est significativement différente de zéro, cela signifie qu’il existe une hétérogénéité entre pays de l’influence du statut socio-économique sur la probabilité de recours aux soins après ajustement par les autres déterminants individuels de la consommation de soins (âge, sexe, besoin de soins, zone de résidence).
35Une fois cet effet établi, la dernière étape consiste à expliquer cette hétérogénéité par les caractéristiques des systèmes de santé notées Wj, en estimant l’équation (6) :
37Ainsi, cette méthodologie permet d’analyser les inégalités de recours aux soins simultanément dans tous les pays considérés, et de comparer et expliquer leur ampleur d’un pays à l’autre.
Données et variables utilisées
Les données
38Notre étude s’appuie sur les données des enquêtes nationales de santé ressemblées et harmonisées par le réseau Eurothine (Tacking Health Inequalities in Europe). La base de données harmonisées contient des données individuelles sur le statut socioéconomique, l’état de santé et l’utilisation des services de soins provenant d’une vingtaine de pays, appartenant ou non à l’Union européenne et réalisées entre 1998 et 2004 (Erasmus MC [2007] ; Mackenbach et al. [2008]). L’intégration de pays d’Europe centrale et de l’Est dans l’analyse permet, pour la première fois, d’y étudier les inégalités de recours aux soins.
39Dans cette étude, nous avons retenu les treize pays pour lesquels les données sur le recours aux soins étaient disponibles : l’Allemagne, l’Angleterre, la Belgique, le Danemark, l’Estonie, la France, la Hongrie, l’Irlande, l’Italie, la Lettonie, la Norvège, les Pays-Bas et le portugal. L’Angleterre et le Portugal ont été inclus uniquement dans l’analyse des inégalités de recours aux soins de généralistes, les données sur l’utilisation de soins de spécialistes étant manquantes. L’analyse a été restreinte aux personnes âgées de 20 à 64 ans, les données de certains pays ne portant que sur ces populations. Le tableau 1 présente les enquêtes et les échantillons utilisés pour chaque pays, des informations supplémentaires sur ces enquêtes et le processus d’harmonisation des données étant disponibles sur le site du projet Eurothine [1].
40Les données quantitatives sur les systèmes de santé viennent de la base Ecosanté de l’ocde et de l’oms. Les variables décrivant les caractéristiques des systèmes de santé ont été construites par les auteurs à partir de la consultation d’experts nationaux et sur la base de recherches bibliographiques par pays, en particulier à partir des publications hit de l’Observatoire européen des systèmes et des politiques de santé.
Enquêtes utilisées au sein de chaque pays
Enquêtes utilisées au sein de chaque pays
Consommation de soins
41Deux indicateurs étaient disponibles pour analyser les inégalités de consommation de soins, l’un relatif aux consultations de généralistes, l’autre aux consultations de spécialistes. Dans la plupart des enquêtes nationales, les nombres de consultations déclarées chez le généraliste, d’une part, et chez le spécialiste, d’autre part, au cours d’une période de temps donnée, sont en effet recueillis à partir d’une question du type : « Combien de fois avez-vous consulté un médecin généraliste/spécialiste au cours des douze derniers mois ? »
42La période de référence correspond aux douze derniers mois dans la plupart des pays, celle-ci différant dans quelques pays : trois mois pour le Portugal et le Danemark, deux mois pour la Belgique et les Pays-Bas, quatre semaines pour l’Italie et deux semaines pour l’Angleterre. Enfin, le nombre de visites chez le médecin est mesuré par une variable continue dans tous les pays, sauf au Danemark où seul le fait d’avoir recouru ou non à des soins de généralistes ou de spécialistes durant les trois derniers mois a été recueilli.
43Pour améliorer la comparabilité de ces informations entre les pays, nous avons construit deux indicateurs dichotomiques de recours aux soins, mesurant respectivement le fait de déclarer au moins une visite chez un généraliste/spécialiste au cours de la période de recueil (1) versus aucune visite (0). De plus, afin d’ajuster pour les différences de période de recueil dans la modélisation multiniveaux, nous avons introduit une variable continue correspondant à la durée en mois de la période de recueil au niveau du pays [2]. Nous supposons ainsi que la durée de recueil aurait un impact sur la probabilité de recours au médecin, mais pas sur le niveau des inégalités observé dans chaque pays.
Statut socioéconomique
44Le statut socioéconomique des individus est mesuré par leur niveau d’éducation. Le revenu, souvent utilisé dans les travaux sur les inégalités de recours aux soins, n’a pas été retenu ici en raison de son absence dans de nombreuses enquêtes et, le cas échéant, de la faible comparabilité de son recueil. Il est clair que le niveau d’éducation des individus et leur revenu sont corrélés, mais, au-delà, l’éducation peut avoir un impact indépendant sur la probabilité de consommation de soins, reflétant la présence des barrières non financières dans certains systèmes. Il est également important d’étudier sa contribution propre aux inéquités sociales.
45Le niveau d’éducation correspond au plus haut diplôme obtenu par les répondants, codé selon la classification internationale type de l’éducation isced (International Standard Classification of Education). Quatre catégories ont été retenues : sans éducation ou niveau d’éducation primaire (isced 1), niveau d’éducation secondaire inférieur (isced 2), niveau d’éducation secondaire supérieure ou niveau d’études non universitaires de troisième niveau de type court (isced 3+4), niveau d’études non universitaires de troisième niveau et niveau d’études universitaires (isced 5+6).
Besoin de soins
46Afin d’ajuster pour les différences de besoin de soins au niveau individuel, nous avons introduit deux indicateurs disponibles pour l’ensemble des pays étudiés : l’indicateur de santé perçue et l’indice de masse corporelle. Si ces indicateurs ont été sélectionnés en raison de leur disponibilité, il a été montré qu’ils constituaient de bons prédicateurs de la consommation de soins (DeSalvo et al. [2005] ; Guallar-Castillón [2002]).
47L’état de santé perçu est mesuré par la question générale suivante : « Comment est votre état de santé en général ? » Dans la majorité des pays, les cinq items de réponse proposés correspondent à ceux actuellement retenus dans le cadre de l’harmonisation des enquêtes Santé en Europe : très bon, bon, moyen, mauvais, très mauvais. En Allemagne et aux Pays-Bas cependant, les cinq items correspondent à la version américaine de la question générale de santé perçue : excellent, très bon, bon, moyen et mauvais. Dans un but d’harmonisation, nous avons construit une variable de santé perçue dichotomique opposant les personnes déclarant avoir un bon état de santé perçu (très bon et bon ou excellent, très et bon) aux personnes déclarant avoir un état de santé moins que bon (moyen, mauvais, très mauvais ou moyen et mauvais).
48L’indice de masse corporelle (imc) correspond au rapport entre le poids de la personne mesuré en kilogramme et sa taille en mètres au carré. Cet indicateur a ici été calculé à partir des poids et taille déclarés par les enquêtés puis utilisé pour former quatre catégories : insuffisance pondérale (imc<18,5), normal (18,5<=imc<25), surpoids (25<=imc<30), obésité (imc>=30).
Autres variables individuelles
49Les analyses ont également été ajustées par certaines caractéristiques des individus qui peuvent influencer leur niveau de consommation de soins indépendamment de leur statut socioéconomique : l’âge (introduit en classes quinquennales), le sexe et le degré d’urbanisation de la zone de résidence des répondants. Ce dernier est décrit par une variable dichotomique opposant les grandes agglomérations aux autres zones de résidence (zones rurales et petites agglomérations).
Les systèmes de santé
50Les principales caractéristiques des systèmes de santé qui ont été retenues dans les analyses sont : les modes de financement du système de santé, le niveau des ressources médicales, le mode de rémunération des médecins et le rôle du médecin généraliste dans le système.
51Deux variables permettent de rendre compte du partage entre public et privé dans le financement du système de santé : la part des dépenses publiques de santé dans le pib et le pourcentage du reste à charge des ménages dans les dépenses totales de santé. La première variable permet de tester l’impact de l’investissement public en santé dans l’économie nationale, la seconde met l’accent sur l ’ importance relative du partage des coûts entre privé et public pour un montant de dépenses de santé donné, ces deux variables étant supposées avoir une influence opposée sur les inégalités sociales de recours aux soins.
52Une variable dichotomique a ensuite été construite pour distinguer les systèmes financés par taxation (1), se rapprochant du modèle de service national de santé (nhs) des systèmes d’assurance sociale (0).
53La variable retenue pour mesurer le niveau des ressources médicales est le nombre de médecins en activité pour mille habitants. Nous n’avons pas pu distinguer le nombre de médecins généralistes de celui de médecins spécialistes, faute de cette information pour de nombreux pays.
54Trois variables ont été construites pour rendre compte de la part approximative des différents modes de rémunération des médecins dans les différents pays. La première correspond à la rémunération à l’acte, la deuxième à la rémunération par capitation et la troisième au salariat des médecins du secteur ambulatoire. Ces variables correspondent à des variables continues prenant des valeurs entre 0 et 1. Elles ont été définies séparément pour les généralistes et les spécialistes, leur mode de rémunération étant souvent différent au sein d’un même système. De plus, dans certains pays, il existe plusieurs modes de rémunération pour les médecins généralistes. Au Danemark par exemple, le mode de rémunération dominant est le paiement à l’acte mais un tiers des rémunérations des médecins généralistes provient tout de même de la capitation [3]. Nous avons alors retenu dans ce cas la part approximative de chaque mode de rémunération dans la rémunération totale des médecins. Ainsi, pour le Danemark, la valeur de la variable fee-for-service vaut 0.7, la variable capitation vaut 0.3 et la variable salariat 0. Notons, toutefois, que ces variables ayant été bâties sur la base d’informations qualitatives, elles indiquent, non pas la part exacte de chaque mode de rémunération, mais leur poids relatif.
55Enfin, nous avons introduit une variable indicatrice codée 1 dans les pays où le médecin généraliste joue le rôle de gatekeeper, c’est-à-dire contrôle l’accès des patients aux soins de spécialistes, et 0 dans le cas contraire. La seule exception est la Hongrie où cette variable vaut 0.5 car, même si en théorie les patients doivent être orientés par leur médecin de famille pour accéder aux services de spécialistes, ce principe est peu appliqué dans la pratique [4].
Résultats
Statistiques descriptives
56Le tableau 2 présente la prévalence du recours aux soins de spécialistes et de généralistes par niveau d’éducation dans les différents pays. Même si ces prévalences ne sont pas directement comparables entre les pays puisqu’elles correspondent à des périodes d’observation différentes, les prévalences par groupes d’éducation sont en revanche comparables au sein de chaque pays. On peut alors remarquer que, dans la plupart des pays, la prévalence de recours aux soins de spécialistes est plus importante chez les personnes les plus éduquées. Le schéma est en revanche moins clair pour les soins de généralistes. Dans la majorité des pays, les soins de généralistes semblent équitablement distribués entre les différents groupes sociaux.
Recours aux soins en fonction du niveau d’éducation
Recours aux soins en fonction du niveau d’éducation
57Cependant, ces différences de prévalence ne sont pas directement comparables car elles peuvent refléter des différences de besoin de soins entre groupe socioéconomiques. Des régressions logistiques ont donc été menées séparément dans chaque pays pour étudier les différences de recours aux soins en contrôlant pour le besoin de soins. Les résultats [5] mettent en évidence des inégalités de recours aux généralistes en faveur des plus éduqués en France, au Portugal, en Hongrie et en Estonie. En revanche, il s’agit des inégalités en faveur des moins éduqués en Allemagne, en Italie, en Angleterre et en Norvège. Par ailleurs, ces analyses confirment l’existence d’inégalités sociales de recours aux spécialistes dans tous les pays, excepté la Norvège.
Des inégalités sociales de recours aux soins en Europe
58Le tableau 3 présente les résultats des modèles logistiques multiniveaux étudiant l’influence des caractéristiques individuelles sur la probabilité de recours aux soins de spécialistes (col. 1) et sur la probabilité de recours aux soins de généralistes (col. 3). Ces modèles incluent un effet aléatoire ?j correspondant à chaque pays et une variable de contrôle correspondant à la période de recueil du nombre de consultations de médecins dans l’enquête nationale de chacun des pays (équation 3). Les coefficients estimés sont convertis en odds ratios pour faciliter l’interprétation.
Modèle individuel : Influence des caractéristiques individuelles sur le recours aux soins
Modèle individuel : Influence des caractéristiques individuelles sur le recours aux soins
59Les résultats sont cohérents avec les résultats des études précédentes ayant examiné les déterminants individuels de la consommation de soins. Nous voyons que, dans l’ensemble des pays étudiés, les femmes ont une probabilité plus élevée de consommer des soins de généralistes et de spécialistes. La probabilité de recours aux soins augmente également avec l’âge, les odds-ratios associés aux classes d’âge augmentant fortement après 50 ans. De plus, les personnes déclarant un mauvais état de santé perçu ou classées comme obèses ou en surpoids ont une probabilité plus élevée d’avoir un recours à des soins de généraliste. La corpulence n’est en revanche pas associée au recours aux soins de spécialistes, contrairement à la mauvaise santé perçue qui est logiquement associée à une probabilité de recours plus importante à ce type de soins. Par ailleurs, on peut noter que les personnes vivant dans de grandes agglomérations ont un recours plus fréquent aux spécialistes et, dans une moindre mesure, aux soins de généralistes que les personnes vivant en zones rurales ou dans de petites agglomérations.
60Après ajustement pour le besoin de soins, les résultats mettent en évidence de fortes inégalités de recours aux soins de spécialistes. La probabilité de recours aux soins de spécialistes augmente continûment avec le niveau de diplôme toutes choses égales par ailleurs, l’odds-ratio associé au fait d’avoir un diplôme universitaire étant 1,74 fois plus élevé que celui associé au fait d’avoir un diplôme d’éducation primaire. Cet effet de l’éducation peut s’expliquer par l’existence d’une corrélation entre revenu et recours aux soins, puisque les personnes les plus éduquées ont en moyenne des revenus plus élevés, mais également par le fait que les personnes les plus éduquées ont en général plus aptes à mieux utiliser le système de soins. Enfin, celles-ci peuvent également avoir une attitude plus proactive dans la recherche et le suivi des soins.
61Les résultats relatifs au recours aux soins de généralistes offrent un schéma moins clair. En moyenne, les individus ayant un diplôme d’éducation secondaire ont une probabilité légèrement plus élevée de recourir à des soins de généralistes que les personnes ayant un niveau d’éducation primaire, mais la différence est assez faible (O.R. allant de 1,05 à 1,08). ce résultat est cohérent avec ceux des travaux précédents réalisés par le groupe Ecuity qui suggèrent que les visites de généralistes sont équitablement distribuées entre groupes de revenus dans la majorité des pays de l’ocde, voire même inéquitablement répartis en faveur des plus pauvres dans certains pays (Van Doorsler et al. [2004]).
62Les résultats mettent donc en évidence l’existence d’inéquités dans le recours aux soins de spécialistes, et, dans une moindre mesure, dans le recours aux soins de généralistes puisque, selon le principe d’équité horizontale, toute différence de recours aux soins à besoin de soins donné est jugée inéquitable.
63On remarque enfin que la variance de l’effet aléatoire associé aux pays ?j est significativement différente de 0 pour les deux modèles étudiés, ce qui signifie qu’il existe, après ajustement sur les caractéristiques individuelles, une différence entre les pays dans les probabilités de recours aux soins de généralistes et de spécialistes. La statistique du mor, ou odds-ratio médian, permet de transposer cette variance inter-pays sur l’échelle des odds-ratios et de la comparer aux odds-ratios associés aux variables explicatives (Merlo et al. [2006]). Elle correspond à la valeur médiane des odds-ratios entre les pays à forte et faible probabilités de recours aux soins, pour chaque paire de pays tirés aléatoirement. Dans le modèle expliquant la probabilité de recours aux soins de spécialistes (col. 2), le mor est égal à 2,3, ce qui signifie que l’hétérogénéité résiduelle entre pays contribue fortement à l’explication de la propension à recourir aux soins de spécialistes, en fait beaucoup plus largement que la plupart des caractéristiques individuelles retenues, à l’exception de la santé perçue. Nous pouvons également remarquer que l’hétérogénéité entre pays est plus faible dans le cas de la propension à recourir aux soins de généralistes.
Hétérogénéité de l’ampleur des inégalités sociales de recours aux soins entre les pays européens
64Pour étudier les différences entre pays, non pas de niveaux de recours, mais dans l’ampleur des inégalités socioéconomiques de recours, nous avons ensuite autorisé les coefficients associés aux variables indicatrices relatives au niveau d’éducation à varier d’un pays à l’autre, tout en maintenant la constante aléatoire du modèle et la variable contextuelle correspondant à la période de recueil des enquêtes (équation 5).
65Les résultats correspondant à la probabilité de recours aux soins de spécialistes comme de généralistes montrent que les variances inter-pays associées aux coefficients des variables indicatrices du niveau d’éducation uj sont significativement différentes de zéro au seuil de 1 %, à l’exception de la variance associée au coefficient du niveau d’éducation secondaire inférieur pour le recours aux soins de spécialistes (tableau 3, col. 2). Notons également que la variance inter-pays associée au niveau d’éducation universitaire est plus grande que celles associées aux autres niveaux d’éducation et ce pour les deux indicateurs de recours aux soins. Ceci signifie que l’association existante entre le fait d’avoir un niveau d’éducation élevé et les probabilités de recours aux soins diffère d’un pays à l’autre, suggérant ainsi une ampleur différente des inégalités de recours aux soins en Europe. L’introduction de coefficients aléatoires pour l’éducation réduit en outre l’hétérogénéité résiduelle du recours aux soins entre pays, comme le montre la diminution de la variance de la constante aléatoire par rapport au premier modèle estimé.
66Les modèles multiniveaux permettent alors d’estimer l’ampleur de ces effets pays spécifiques avec une certaine précision, c’est-à-dire en calculant les résidus estimés uj et leur intervalle de confiance [6]. Ces résidus sont présentés dans les graphiques 1 et 2, respectivement pour les probabilités de recours aux spécialistes et généralistes. Seuls sont représentés ici les résidus associés au coefficient de la variable indicatrice du niveau d’éducation universitaire qui présente la plus grande variance inter-pays. Dans ces graphiques, le résidu de chaque pays correspond à l’écart entre l’impact du niveau d’éducation supérieur dans ce pays à son effet en moyenne dans l’ensemble des pays. Ces écarts peuvent donc être utilisés pour comparer la relative inéquité du recours aux soins dans chacun des pays. Les pays situés dans la partie gauche des graphiques ont un effet spécifique positif et correspondent donc à des pays où un niveau d’éducation supérieur a un effet relativement plus important qu’en moyenne dans l’ensemble des pays étudiés. Leur recours aux soins est ici considéré comme relativement moins équitable. À l’inverse, l’éducation a un effet relativement plus faible dans les pays situés dans la partie droite de ces graphiques, qui ont donc un recours aux soins plus équitable.
Effet aléatoire pays associé au niveau d’éducation supérieur pour le recours aux soins de spécialistes
Effet aléatoire pays associé au niveau d’éducation supérieur pour le recours aux soins de spécialistes
Effet aléatoire pays associé au niveau d’éducation supérieur pour le recours aux soins de généralistes
Effet aléatoire pays associé au niveau d’éducation supérieur pour le recours aux soins de généralistes
67Ainsi, en France et en Lettonie, avoir un niveau d’éducation supérieur a un impact plus important sur le recours aux soins de spécialistes qu’en moyenne dans les pays étudiés, tandis que cet effet est au contraire relativement faible en Irlande et aux Pays-Bas (graphique 1). Notons que ceci ne veut pas dire qu’il n’existe pas des inéquités dans le recours aux soins de spécialistes en Irlande et au Pays-Bas, mais qu’elles sont d’une moindre ampleur. On peut aussi remarquer que les rangs des pays suggérés par ces effets sont cohérents avec les rangs suggérés par les travaux du groupe Ecuity sur la base des indices de concentration du recours aux soins selon le niveau de revenu (Van Doorslaer, Koolman, Jones [2004]).
68L’interprétation des différences entre pays de l’effet du niveau d’éducation supérieur sur le recours aux soins de généralistes (graphique 2) est un peu différente puisque cette variable n’a pas d’impact significatif en moyenne dans l’ensemble de ces pays. Par conséquent, les pays qui se trouvent dans la partie gauche du graphique 2 sont les pays où l’éducation a un effet positif significatif sur le recours aux soins, alors que la probabilité de recours diminue avec le niveau d’éducation dans les pays situés dans la partie droite de ce graphique. Ainsi, en Hongrie, au Portugal, en Lettonie et en France, l’impact de l’éducation supérieure sur le recours aux généralistes est positif, tandis qu’en Allemagne, en Italie et en Belgique, les personnes plus éduquées ont un recours moins fréquent aux soins de généralistes.
L’impact des caractéristiques des systèmes de santé sur les inégalités sociales de recours aux soins
69Ayant établi l’existence d’une hétérogénéité significative entre les pays dans l’ampleur des inégalités de recours aux soins, nous avons cherché à expliquer cette hétérogénéité par les caractéristiques des systèmes de santé (tableau 4). Il s’agit donc d’expliquer le coefficient aléatoire de la variable d’éducation supérieure qui présente la plus grande variance inter-pays (équation 6). En raison du très faible nombre de degrés de liberté au deuxième niveau, les variables ont été introduites une à une dans les modèles, chaque du tableau 4 correspondant à un modèle différent. Par exemple, le premier modèle teste si l’effet de l’éducation supérieure sur le recours aux soins de généralistes et de spécialistes est plus marqué dans les pays où le système de santé est financé par taxation (nhs).
Influence des caractéristiques des systèmes de santé sur les inégalités sociales de recours aux soins1
Influence des caractéristiques des systèmes de santé sur les inégalités sociales de recours aux soins1
70Afin de faciliter la lecture, les résultats relatifs aux caractéristiques individuelles ne sont pas reportés dans ce tableau. Les quatre premières colonnes dans le tableau 4 correspondent aux résultats portant sur le recours aux soins de spécialistes, les quatre premières s de ce tableau à ceux concernant le recours aux soins de généralistes.
71Ainsi, les inégalités sociales de recours aux soins de spécialistes semblent plus faibles dans les systèmes nationaux de santé financés par taxation (nhs), cette variable ayant un impact significatif et négatif sur le coefficient associé au niveau d’éducation supérieur. De manière cohérente puisque le gatekeeping est une caractéristique importante des systèmes nationaux de santé, les inégalités de recours aux soins de spécialistes semblent plus faibles dans les pays où les médecins généralistes jouent le rôle de gatekeeper. Notons, par ailleurs, que ni le nhs ni la mise en place de gatekeeping n’a d’influence significative sur les inégalités de recours aux soins de généralistes.
72De manière attendue, les différences de recours aux soins de spécialistes et de généralistes entre niveaux d’éducation apparaissent plus importantes dans les systèmes où le reste à charge des ménages correspond à une part relativement plus importante des dépenses de santé. De plus, les différences de recours aux généralistes entre différents niveaux d’éducation sont plus faibles dans les pays où la part de financement public est plus importante (en % du pib). Ceci implique un impact positif du financement public à destination des soins primaires.
73Le mode de rémunération des médecins ne semble pas avoir d’influence sur le niveau des inégalités sociales de recours, à l’exception du salariat qui a un impact significatif et positif sur l’effet du niveau d’éducation sur le recours aux soins de généralistes. Cet effet est cependant dû à l’inclusion du portugal dans l’analyse qui est le seul pays où les médecins généralistes sont salariés.
74Enfin, les résultats ne mettent en évidence aucun impact de la densité médicale sur l’ampleur des inégalités sociales de recours aux soins de généralistes comme de spécialistes. Rappelons toutefois que, faute de données disponibles, nous n’avons pas pu intégrer dans l’analyse la répartition géographique de ces ressources à l’intérieur des pays, ce qui pourrait être un facteur déterminant.
Discussion
75Cette étude propose une analyse comparative des inégalités sociales de recours aux soins en Europe et étudie l’influence des caractéristiques des systèmes de santé sur l’ampleur de ces inégalités à partir d’une nouvelle base de données comprenant, pour la première fois, des pays d’Europe centrale et de l’Est. Alors que les travaux précédents ont étudié les inégalités de recours séparément dans différents pays, l’utilisation d’une modélisation multiniveaux permet ici d’étudier simultanément les déterminants individuels du recours aux soins et ceux relevant des systèmes de santé.
76Premièrement, nos résultats montrent qu’après contrôle par l’âge, le sexe et le besoin de soins, les personnes les plus éduquées ont un recours plus fréquent aux soins de spécialistes dans tous les pays étudiés. Ces résultats concernant l’influence du niveau d’éducation sont cohérents avec ceux des études précédentes utilisant différentes méthodologies. Cet effet de l’éducation peut s’expliquer par l’existence d’une corrélation entre revenu et recours aux soins, puisque les personnes les plus éduquées ont en moyenne des revenus plus élevés, mais également par le fait que les personnes les plus éduquées ont en général une attitude plus proactive dans la recherche et le suivi des soins. Ces personnes peuvent également être aptes à s’orienter dans le système de soins. Enfin, cet effet peut refléter éventuelles différences de traitement du système de santé et l’existence de barrières non financières à l’accès aux soins.
77Nos résultats confirment également que l’ampleur de ces inégalités de recours aux spécialistes diffère significativement entre les pays, ces inégalités étant particulièrement importantes en France et en Lettonie.
78Deuxièmement, les différences de recours aux soins de généralistes apparaissent de nature très hétérogène selon les pays. Si, dans la plupart des pays, les soins de généralistes semblent équitablement distribués entre les différents groupes sociaux, nos résultats mettent en évidence des inégalités de recours en faveur des plus éduqués en France, au Portugal, en Hongrie et en Lettonie et en revanche en faveur des moins éduqués en Allemagne, en Italie et en Belgique. En France, les inégalités horizontales de recours aux généralistes et aux spécialistes apparaissent donc parmi les plus importantes d’Europe.
79Troisièmement, ces différences de recours aux soins entre groupes socio-économiques semblent en partie expliquées par les caractéristiques majeures des systèmes de santé.
80Nos résultats confirment tout d’abord que les inégalités sociales de recours aux soins de généralistes et de spécialistes sont plus importantes dans les pays où la part du reste à charge des ménages dans les dépenses de santé est plus élevée et où les dépenses publiques de santé sont relativement faibles (en % du pib). Ils suggèrent également que les inégalités sociales de recours aux spécialistes sont plus faibles dans les systèmes nationaux où les médecins généralistes jouent un rôle de gatekeeper, ou d’orienteur dans le système de soins. Il est toutefois difficile de distinguer l’effet du gatekeeping de l’effet du système national de santé, puisque les deux caractéristiques sont souvent combinées. Cependant, alors que, dans l’ensemble des pays disposant d’un service national de santé, les médecins généralistes jouent le rôle de gatekeeper, l’inverse n’est pas vrai. Par exemple, les Pays-Bas, l’Estonie et la Lettonie ont des systèmes de santé relevant de l’assurance sociale mais où les médecins généralistes contrôlent l’accès aux médecins spécialistes.
81Cet effet du gatekeeping peut trouver plusieurs explications. En premier lieu, les pays où le médecin joue le rôle de gatekeeper sont ceux où la médecine de premier recours est la mieux établie, avec des objectifs ciblés en faveur de la prise en compte des besoins de soins des personnes les plus défavorisées. Ces systèmes de soins offrent également un accès plus simple et mieux guidé aux différents types de soins, alors que dans les systèmes d’assurance sociale, comme en France, la complexité des règles de remboursement peut conduire certains patients à renoncer à des soins. Enfin, dans les pays ayant mis en place un système de gatekeeping strict, les patients n’ont généralement pas à payer pour consulter un généraliste ou un spécialiste, alors que les patients ont souvent un reste à charge dans les autres systèmes. Nous n’avons pas pu utiliser de variable indiquant la gratuité des consultations au point d’accès aux soins au sein de chaque pays. Cependant, le gatekeeping peut permettre d’approximer cette notion.
82Ces résultats préliminaires doivent toutefois être interprétés avec précaution. En premier lieu, comme dans toute étude internationale comparative et en dépit des efforts d’harmonisation réalisés, la comparabilité des données peut être discutée. Nous avons utilisé plusieurs enquêtes nationales, qui diffèrent, dans une certaine mesure, dans leur protocole et leur questionnaire. De plus, la disponibilité des informations comparables dans chaque enquête nous a contraints à omettre un certain nombre de variables potentiellement pertinentes pour expliquer le recours aux soins. En particulier, nous n’avons pas pu étudier l’accès aux soins hospitaliers et donc étudier d’éventuels effets de substitution, spécifiques aux populations les plus défavorisées, avec les soins de ville. De même, il aurait été intéressant de comparer les inégalités de recours liées au niveau d’éducation avec les inégalités de recours liées au revenu.
83Il est également difficile de caractériser rigoureusement les différentes dimensions des systèmes de santé et de fournir des recommandations pertinentes. Nous nous sommes concentrés sur les aspects des systèmes qui nous ont paru importants et pour lesquels l’information était disponible. Il est certainement souhaitable d’améliorer l’ensemble des variables retenues pour caractériser les systèmes de santé. Plus important enfin, le faible nombre de pays ne nous a pas permis de tester la robustesse des résultats en étudiant simultanément l’influence des caractéristiques des systèmes de santé. Il serait donc intéressant de réaliser cette analyse sur un nombre plus important de pays.
84En dépit de ces limites, cette étude apporte une contribution significative à la littérature existante sur les inégalités de recours aux soins. Elle propose une nouvelle méthodologie permettant, au-delà de la comparaison du niveau des inégalités sociales de recours aux soins, d’étudier l’influence des caractéristiques des systèmes de santé sur ces inégalités. Les résultats montrent que l’organisation et les modes de financement des soins peuvent avoir un impact significatif sur le niveau d’inéquité du recours aux soins en Europe. Ils sou nt en particulier l’importance de l’organisation des soins primaires et de la place du médecin généraliste dans le système de santé, ainsi que le partage des coûts entre la sphère publique et la sphère privée. Ces résultats appellent donc à des travaux futurs visant à identifier les meilleures combinaisons possibles des différentes dimensions des systèmes de santé afin d’améliorer leur équité.
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Notes
-
[*]
Irdes (Institut de Recherche et Documentation en Économie de la santé), 10, rue Vauvenargues, 75018 Paris. Courriel : or@ irdes. fr (auteur correspondant).
-
[**]
Leda-legos, Université Paris-Dauphine, place du Maréchal-de-Lattre-de-Tassigny, 75775 Paris Cedex 16, et Irdes, Institut de Recherche et Documentation en Économie de la Santé. Courriel : florence. jusot@ dauphine. fr
-
[***]
Irdes et drees (Direction de la recherche, des études, de l’évaluation et des statistiques). Courriel : yilmaz@ sante. gouv. fr
-
[****]
Les autres membres du groupe qui ont contribué à ce travail avec leurs commentaires sont les suivants : A. Kunst and I. Stirbu (Departement of public health, Erasmus University Medical Center, Rotterdam), A. Mielck (Institute of Health Economics and Health Care Management, Germany), C. Muntaner (University of Toronto, Canada) and O. Ekholm (National institute of Public health, University of Southern, Denmark).
Les auteurs remercient l’ensemble des membres du réseau Eurothine pour la mise à disposition des données nationales. Ils remercient également les participants au VIe congrès international des économistes de la santé, les participants aux 20e Journées des économistes de la santé français et en particulier Thomas Barnay, ainsi que les deux rapporteurs anonymes de la Revue économique pour leurs commentaires et suggestions qui ont permis d’améliorer cet article. Les auteurs restent responsables des erreurs et omissions éventuelles. -
[1]
http:// mgzlx4. erasmusmc. n1/ eurothine/
-
[2]
Cette variable vaut donc 0.5 pour l’Angleterre, 1 pour l’Italie, 3 pour le Danemark et le Portugal et 12 pour les autres pays.
-
[3]
Health care systems in Transition, Denmark [2002]. European Observatory.
-
[4]
Hit summary Hungary [2005], states that « gatekeeping is not effective and direct access to specialist is common ».
-
[5]
Les résultats des régressions logistiques par pays sont disponibles auprès des auteurs.
-
[6]
Les intervalles de confiance à 95 % ont été estimés à partir des écarts-types conditionnels des prédictions selon la formule ûi +/– 2.201*écart type conditionnels (Studenmund [1992]) et permettent de mettre en évidence les différences significatives entre pays.
