Cadre d’étude

4La Côte d’Ivoire est un pays d’Afrique de l’Ouest appartenant à la catégorie des pays ayant un indice de développement humain faible [11]. Sa population a été estimée à 22 671 331 habitants, selon le recensement de 2014, avec seulement 10 % de la population couverte par l’assurance santé ; et ce malgré l’existence de mécanismes de prépaiement sous la forme de systèmes assurantiels de type obligatoire ou volontaire, aussi bien dans le secteur public avec la mutuelle générale des fonctionnaires de Côte d’Ivoire (MU.GE.F-CI.) que dans le secteur privé (assurances privées, autres mutuelles corporatives) [12, 13]. À ces mécanismes s’ajoute désormais la Couverture Maladie Universelle (CMU), système national de couverture du risque maladie obligatoire, instaurée en mars 2014, dont l’objectif est de garantir l’accès à des soins de santé de qualité à l’ensemble de la population résidant en Côte d’Ivoire. En 2015, la proportion de personnes vivant sous le seuil de pauvreté (410,20 euros ou 269 075 FCFA / an) dans le pays était de 46,3 % [13]. Au niveau du district d’Abidjan, le plus important du pays, la population était estimée à 4 800 525 habitants avec une incidence de pauvreté élevée dans la commune d’Abobo, au Nord d’Abidjan (entre 35 % et 45 %). Les quartiers en périphérie comptaient plus de la moitié des ménages vivant en situation de pauvreté. L’étude s’est déroulée à Anonkoi-3, un quartier périphérique de la commune d’Abobo, la deuxième commune la plus peuplée du district autonome d’Abidjan, avec une densité de 167 habitants/Km² [14]. Au dernier recensement général de la population et de l’habitat (RGPH) en 2014, la population d’Abobo était estimée à 1 030 658 habitants dont 49,26 % de femmes ; le quartier d’Anonkoi-3 comptait environ 4 814 habitants et 754 ménages [12]. Dans la commune d’Abobo, l’incidence de la pauvreté était relativement plus importante dans les ménages dont le chef était une femme [15]. Dans le quartier d’Anonkoi 3, des centres de santé étaient disponibles à moins de cinq kilomètres des habitations [16]. Le recouvrement des coûts, introduit en Côte d’Ivoire après l’adoption de l’Initiative de Bamako, s’est généralisé en 1994 dans tous les établissements publics de santé et est resté en vigueur. Parallèlement au recouvrement des coûts, certains actes de santé sont gratuits (ou subventionnés). De plus, depuis février 2012, il existe un mécanisme de gratuité dite sélective ou ciblée dans les établissements publics de santé. Il cible notamment les femmes enceintes (accouchement et ses complications, césarienne, consultation prénatale et bilan prénatal), les enfants de 0 à 5 ans (prise en charge des affections courantes), la prise en charge du paludisme diagnostiqué (au sein de la population générale), et les urgences médico-chirurgicales sous 48 heures [17].

Population et échantillonnage

5La population d’étude était constituée de femmes âgées de 18 ans et plus, responsables du ménage ou femmes du chef de ménage, résidant à Anonkoi-3 depuis au moins trois mois et présentes au moment de l’enquête. Les femmes absentes après deux rendez-vous confirmés n’ont pas été incluses.

6La taille de l’échantillon a été déterminée à l’aide de la formule de Schwartz [18]. La taille minimale de l’échantillon après calcul était de 384 femmes. Ce chiffre a été obtenu en supposant un risque d’erreur de 5 %, une précision de 5 % et un taux de renoncement attendu de 50 % (chiffre estimé en raison de l’absence de travaux antérieurs sur le taux de renoncement aux soins pour raisons financières en Côte d’Ivoire). En supposant un taux de non-réponses de 10 %, nous avons finalement inclus 423 femmes dans l’étude.

7La sélection des femmes a été faite par un sondage en grappe [19]. Les ménages du quartier n’étaient pas numérotés. À l’aide d’un plan, nous avons divisé le quartier, de façon aléatoire, en trente zones. Dans chaque zone, nous avons choisi quatorze ménages, sauf dans trois zones où nous en avons choisi quinze afin d’être conforme à la taille de l’échantillon que nous avions estimée. Dans chaque zone, le premier ménage a été tiré au sort et un ménage sur deux a été visité. Dans chaque ménage, nous avons interrogé une seule femme (chef de ménage ou conjointe du chef de ménage). Les agents de santé communautaire ont servi de guides pour faciliter l’accès aux ménages.

Type d’étude, période et mode de collecte des données

8Il s’agissait d’une étude transversale à visée descriptive et analytique, qui s’est déroulée de mars à mai 2019. Ce travail a été réalisé dans le cadre d’une enquête visant à identifier les déterminants du renoncement aux soins chez les femmes (toutes raisons confondues). Un questionnaire pré-testé a servi à collecter les données. Les variables mesurées étaient les caractéristiques sociodémographiques, les caractéristiques économiques et celles de l’état de santé des femmes, le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois précédant l’enquête.

9Les caractéristiques sociodémographiques : l’âge, la situation matrimoniale, le niveau d’instruction, la situation professionnelle, le nombre de personnes à charge, le statut d’occupation du logement, la participation à la vie associative.

• L’âge a été noté en années. La variable âge a ensuite été classée selon des quartiles.
• Le statut marital était le fait pour les femmes de vivre en couple (avec un conjoint sans emploi ou non) ou d’être célibataire. Il s’agissait d’une variable catégorielle avec les modalités suivantes : célibataire, couple (conjoint actif) et couple (conjoint inactif). Ensuite, l’état civil a été considéré comme une variable dichotomique, codée 0 = « célibataire » et 1 = « couple ».
• Le niveau d’éducation était le plus haut niveau d’éducation formelle jamais atteint. Il s’agissait d’une variable catégorielle avec les modalités suivantes : non scolarisé, école primaire, école secondaire et enseignement supérieur.
• La profession était la principale activité professionnelle des femmes. Elle a été classée comme suit : apprenant, sans emploi, artisan/commerçant (emploi informel), cadre/employé et retraité.
• Le nombre de personnes à charge correspondait au nombre de personnes vivant avec les femmes et dépendant physiquement et financièrement d’elles au moment de l’enquête. Le nombre de personnes à charge a ensuite été classé comme suit : 0, 1 à 2, plus de 2.
• Le statut de logement définissait la situation juridique du ménage concernant l’occupation de sa résidence principale. Il existait trois statuts principaux :
  • le statut de locataire était appliqué aux femmes payant un loyer ;
  • le statut d’hébergé (tiers/famille) s’appliquait aux femmes qui n’étaient pas propriétaires de leur logement et ne payaient pas de loyer ;
  • le statut de propriétaire s’appliquait aux femmes qui étaient propriétaires de leur logement.
• La participation à la vie communautaire faisait référence au fait que les femmes prenaient part, de façon régulière ou irrégulière, aux activités d’un groupe de personnes, quel qu’en soit le but. Il leur était demandé de préciser la nature de l’activité communautaire à laquelle elles participaient. Les activités communautaires ont ensuite été classées comme suit : vie religieuse, communautaire, tontine, bénévolat ou vie non communautaire. Ensuite, la participation à la vie communautaire a été considérée comme une variable dichotomique, codée 0 = « non » et 1 = « oui ».

10Les caractéristiques économiques et celles de l’état de santé des femmes :

• Les activités rémunérées étaient des activités menées contre rémunération pour certains services, comme l’emploi par une autre personne ou organisation. Elle a été considérée comme une variable dichotomique, codée 0 = « non » et 1= « oui ».
• Le revenu mensuel personnel était le revenu fixe en francs CFA ouest-africains (monnaie XOF, 1 Euro = 655,96 FCFA) perçu chaque mois par les femmes. Il a été classé en quatre catégories : Aucun, 1 à 30 000 XOF, 30 001 à 60 000 XOF, et plus de 60 000 XOF.
• L’état de santé général était l’état de santé général tel que perçu par les femmes. Il s’agissait d’une variable catégorielle avec les modalités : mauvais, bon ou excellent.
• Perception de l’évolution de l’état général de santé depuis l’année précédente. Il s’agissait d’une variable catégorielle avec les modalités : pire, identique et meilleur.
• Couverture d’assurance maladie. Elle a été considérée comme une variable dichotomique, codée 0 = « non » et 1 = « oui ».

11Le renoncement aux soins pour raisons financières au cours des douze derniers mois précédant l’enquête :

12Il a été recueilli à l’aide des questions suivantes : « Au cours des douze derniers mois avez-vous renoncé à une consultation ? », « pour quelles raisons ? » et « Au cours des douze derniers mois avez-vous renoncé à des soins après avoir consulté un médecin ? », « pour quelles raisons ? ». Le type de soin renoncé et les raisons du renoncement ont été recueillis. Ces raisons ont ensuite été regroupées en catégories, selon qu’elles étaient financières, liées à l’organisation des soins, au personnel de santé ou purement personnelles. Ce travail ne présente que les résultats sur le renoncement aux soins pour raisons financières. Nous avons considéré qu’une femme avait renoncé aux soins pour raisons financières si elle avait soit renoncé aux consultations médicales seulement, soit renoncé aux actes médicaux obligatoires ou conseillés seulement, soit renoncé aux deux.

Analyse des données

13Les données ont été saisies sur le logiciel EPIDATA 3.1 et analysées au moyen du logiciel Rstudio 1.3.1093. Chaque variable a fait l’objet d’une analyse descriptive.

14Dans un premier temps, les fréquences du renoncement aux soins pour raisons financières ont été estimées globalement et selon la nature des soins.

15Dans un deuxième temps, la recherche des déterminants du renoncement aux soins pour raisons financières a été réalisée. D’abord, les associations entre le renoncement aux soins (à la consultation et après consultation) et les autres variables ont été explorées à l’aide du test de χ2 (ou le cas échéant du test exact de Fisher) dans des analyses univariées. Le seuil de significativité statistique était fixé à 5 %. Ensuite, les variables qui avaient une p-value inférieure à 20 % lors des analyses univariées ont été introduites dans des modèles de régression logistique. Au moyen de la procédure de sélection pas à pas descendante, les variables qui apportaient le moins d’informations aux modèles ont été éliminées progressivement jusqu’à obtenir des modèles finaux constitués uniquement de variables significatives (p-values < 5 %).

16Dans un troisième temps, les soins qui étaient significativement associés au renoncement pour raisons financières ont été explorés. De nouvelles analyses univariées et multivariées ont été conduites, afin d’identifier les déterminants du renoncement pour raisons financières à ces soins.

Considérations éthiques

17Les autorisations du Directeur de la formation et de la recherche du Ministère de la Santé et de l’Hygiène Publique, celle du Directeur Départemental de la Santé d’Abobo-Ouest et celle des autorités du quartier (chefs de quartier et leaders communautaires) ont été obtenues. Le consentement écrit des participantes a été obtenu. Le recueil, la saisie et l’analyse des données étaient anonymes.

Caractéristiques de l’échantillon

18L’échantillon final était composé de 423 femmes dont l’âge variait de 18 à 70 ans. L’âge médian était de 28 ± 11 ans (médiane ± IQR). Le taux de participation à l’enquête était de 84,3 % (423/502).

19La tranche d’âge de 28 à 38 ans était la plus représentée (26,5 %). En majorité, les femmes n’avaient aucune personne à charge (55 %) et étaient sans revenu (61 %). Pour 13 % d’entre elles, leur état de santé était moins bon comparativement à l’année précédente. Les femmes qui avaient une couverture maladie étaient au nombre de 128 (30 %), parmi lesquelles six femmes sur dix bénéficiaient d’une assurance privée, 36,7 % avaient adhéré à la mutuelle générale des fonctionnaires de Côte d’Ivoire (MU.GE.F-CI.), et seulement 3,3 % à la couverture maladie universelle.

Renoncement global aux soins

20Le taux de renoncement aux soins pour raisons financières sur l’ensemble de la population était de 59,1 %. Le renoncement aux soins pour absence de couverture maladie était de 80 % (236/295).

21En analyse univariée, le renoncement aux soins pour raisons financières était indépendant de la situation matrimoniale, du niveau d’instruction, du statut d’occupation du logement, de la vie associative, de la perception de l’état de santé et de son évolution. Le tableau I montre que le renoncement apparaît significativement élevé, deux fois plus chez les plus jeunes (p ≤ 0,023) et au moins huit fois plus chez celles qui étaient sans emploi ou avaient un emploi informel (p < 0,001). Le bénéfice d’une activité rémunérée diminuait le risque de renoncement aux soins de trois cinquième (p = 0,008).

22Après ajustement sur les covariables, comparativement à celles qui avaient plus de deux personnes à leur charge, les femmes ayant une à deux personnes renonçaient deux fois plus aux soins. Pour celles qui avaient un revenu, le risque de renoncement augmentait inversement au niveau de celui-ci. Le risque était multiplié par 11 et par trois respectivement pour les revenus de moins de 30 000 F CFA et ceux compris entre 30 001 et 60 000 F CFA.

Analyse des soins auxquels les femmes renonçaient le plus

23L’analyse du type de soins auquel les femmes renonçaient le plus a révélé que le renoncement était significativement plus notifié après les consultations [OR = 2,64 (1,69 ; 4,19), p < 0,001] et portait principalement sur l’achat de médicaments [OR = 3,03 (1,75 ; 5,45), p < 0,001], les examens biologiques [2,14 (1,05 ; 4,73), p = 0,046], les soins dentaires [OR = 3,08 (1,12 ;10,86), p = 0,046] et les actes chirurgicaux [OR = 7,17 (1,35 ; 13,14), p = 0,062].

24L’analyse univariée des facteurs associés au renoncement aux soins, ci-dessus évoqués, a montré que le renoncement était indépendant de la situation professionnelle, du nombre de personnes à charge, du statut d’occupation du logement, de l’existence d’une activité rémunérée et de l’évolution de l’état de santé. Le tableau II décrit les facteurs associés au renoncement aux soins après la consultation. Pour l’achat de médicaments, la proportion de femmes renonçantes était plus élevée chez les moins de 23 ans, les célibataires, celles qui avaient un revenu compris entre 1 et 30 000 FCFA et celles qui se percevaient en mauvaise santé. Quant au renoncement aux examens biologiques, les facteurs identifiés étaient l’âge compris entre 23 et 27 ans, les revenus compris entre 1 et 30 000 FCFA et l’absence de vie associative. Les femmes d’âge compris entre 23 et 27 ans renonçaient aussi aux soins dentaires et enfin, celles qui n’avaient jamais été scolarisées renonçaient aux actes chirurgicaux

Tableau II

Analyse univariée des facteurs associés au renoncement pour raisons financières à l’achat de médicaments, aux examens biologiques, soins dentaires et actes chirurgicaux des femmes, Anonkoi 3 Abidjan-Côte d’Ivoire (n = 423)

Caractéristiques des femmes Soins auxquels les femmes ont renoncé Médicaments Examens biologiques Soins dentaires Actes chirurgicaux n (%) p n (%) p n (%) p n (%) p Âge (Années) • < 23 23 (25,0) 0,012  3 (3,3) 0,048  4 (4,3) 0,05  1 (1,1) 0,248 • 23-27 15 (13,5) 13 (11,7)  9 (8,1)  1 (0,9) • 28-38 18 (16,1)  9 (8,0)  3 (2,7)  3 (2,7) • ≥ 39  9 (8,3)  4 (3,7)  1 (0,9)  5 (4,6) Situation matrimoniale • Célibataire 35 (19,4) 0,045 12 (6,7) 0,894 10 (5,6) 0,257  3 (1,7) 0,625 • En couple 30 (12,3) 17 (7,0)  7 (2,9)  7 (2,9) Niveau d’instruction • Non scolarisée 11 (15,7) 0,592  6 (8,6) 0,884  3 (4,3) 0,665  6 (8,6) 0,018 • Primaire 10 (13,5)  4 (5,4)  3 (4,1)  1 (1,4) • Secondaire 28 (18,3) 11 (7,2)  4 (2,6)  2 (1,3) • Supérieur 16 (12,7)  8 (6,3)  7 (5,6)  1 (0,8) Revenu (Francs CFA) • Aucun 46 (17,9) 0,000 18 (7,0) 0,012 13 (5,1) 0,595  5 (1,9) 0,205 • 1-30 000  6 (20,7)  5 (17,2)  0 (0,0)  1 (3,4) • 30 001-60 000 13 (17,1)  6 (7,9)  3 (3,9)  4 (5,3) • > 60 000  0(0,0  0 (0,0)  1 (1,6)  0 (0,0) Vie associative • Non 29 (19,0) 0,162 18 (11,8) 0,005 14 (5,2) 0,172  3 (2,0) 0,938 • Oui 36 (13,3) 11 (4,1)  3 (2,0)  7 (2,6) Santé perçue • Bonne ou excellente 60 (14,7) 0,048 28 (6,8) 1 17 (4,2) 1 10 (2,4) 1 • Mauvaise  5 (35,7)  1 (7,1)  0 (0,0)  0 (0,0)

Analyse univariée des facteurs associés au renoncement pour raisons financières à l’achat de médicaments, aux examens biologiques, soins dentaires et actes chirurgicaux des femmes, Anonkoi 3 Abidjan-Côte d’Ivoire (n = 423)

25Dans le modèle final de régression logistique (tableau III), le renoncement à l’achat de médicaments était trois fois plus marqué chez les femmes de moins de 23 ans et quatre fois plus chez celles qui se percevaient en mauvais état de santé. Celles qui ne participaient à aucune activité associative renonçaient trois fois plus aux examens biologiques. Concernant les soins dentaires, les femmes âgées de 23 à 27 ans y renonçaient neuf fois plus comparées à celles de 39 ans et plus. Comparativement aux femmes ayant un niveau d’instruction supérieur, celles qui n’avaient pas été scolarisées renonçaient onze fois plus aux actes chirurgicaux.

Limites de l’étude

27L’interprétation des données rétrospectives utilisées pour certaines variables d’analyse a été une limite dans notre étude. En effet, ces dernières font appel à la mémoire des sujets et sont donc soumises au biais de mémorisation. Afin d’aider les femmes à s’en souvenir, le temps leur a été accordé de se rappeler spontanément des soins auxquels elles ont pu renoncer, et leurs souvenirs ont été restreints à ceux des douze mois précédant l’enquête. De plus, un biais de non-réponse a été introduit, vu que certaines femmes ont refusé de participer à l’enquête. Pour minimiser ce biais, nous avons maximisé le taux de réponse, donc obtenu des répondantes supplémentaires pour atteindre la taille calculée pour l’échantillon de l’étude.