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GREQAM
Groupement de Recherche en Economie
Quantitative d'Aix-Marseille - UMR-CNRS 6579
Ecole des Hautes Etudes en Sciences Sociales
Universités d'Aix-Marseille II et III
Document de Travail
n°03C02
Boubou Cissé
Stéphane Luchini
Jean-Paul Moatti
Les effets des politiques de recouvrement
des coûts sur la demande de soins dans les
Pays en Développement : les raisons de
résultats contradictoires

Les effets des politiques de recouvrement des coûts sur la demande de soins
dans les Pays En Développement : les raisons de résultats contradictoires.
Boubou Cissé 1, 2
Stéphane Luchini
Jean-Paul Moatti 1, 2
1, 3, 4
Octobre 2002
1) INSERM U-379, Marseille, France
2) Université de la Méditerranée, Aix-Marseille 2
3) GREQAM-CNRS, Marseille, France
4) Institut d’Economie Publique (IDEP)
Résumé:
Suite à la crise financière qui a durement frappée les pays en développement dès le début des
années 80, l’instauration du recouvrement des coûts d’accès aux soins (politique de
tarification des prestations de services de santé) a été proposée à ces pays en 1985 puis en
pratique exigée par la Banque Mondiale à partir de 1987. Depuis lors, il y a eu de nombreuses
controverses autour de l’impact de ces systèmes de recouvrement des coûts sur l’accès aux
soins et l’utilisation des services de santé. Le but de ce travail est de procéder à l’analyse de
ces écrits afin de faire le point sur les constats et les interrogations suggérées par ces études
passées et en cours et dégager de nouvelles pistes de recherche pour une meilleure analyse
théorique et empirique de la demande de soins dans les PED.
Abstract :
Further to the 1980’s financial crisis which has sorely stroked the developing countries, the
establishment of the cost recovery scheme (user fees) has been proposed to these countries in
1985, and in practise demand from the World Bank from 1987. Since then, there has been
many controversies about the impact of the introduction of user fees on access to health care
and utilisation of health services. The purpose of this work is to analyse these writings in
other to take stock of the findings and questions suggested by these past and on the way
studies, and propose new research tracks for a better theoretical and empirical analysis of
health care demand in developing countries.
Mots-clé: Demande de soins, prix, élasticités, Modèles à choix discrets, pays en
développement.
JEL Classification : D.10, I.11, I.18, C.25, C.81

La solution aux problèmes des systèmes de santé nationaux des PED, proposée au cours des
années 1980 par les principales organisations internationales (Banque Mondiale, Unicef, et
OMS), et relayée par de nombreux gouvernements, a été de transférer une partie du
financement des soins de santé du secteur public aux bénéficiaires directs des prestations
sanitaires (ménages) [World Bank, 1987]. La contribution des usagers aux coûts des services
de santé fournis par l’Etat, communément appelée politique de recouvrement des coûts, a été
prônée de façon systématique avec l’objectif affiché que le financement privé se substitue
partiellement au financement étatique et permette une augmentation globale des capacités de
financement du secteur public de la santé (Van Lerberghe, 1994, Unicef, 1997). Cet élément
constitue une caractéristique de l’Initiative de Bamako, laquelle représentait un ensemble
cohérent de mesures de réforme du secteur de la santé, articulé en huit principes : un
engagement des Etats à accélérer la prestation des services de soins de santé primaires (SSP)
accessibles à tous, la mise en œuvre d’une politique de médicaments essentiels, la
décentralisation des procédures décisionnelles vers les districts, la gestion décentralisée et
communautaire des structures de base, la participation des communautés (en fait des usagers)
au paiement des soins, donc au financement de l’approvisionnement en médicaments et des
salaires du personnel, les mesures spécifiques d’accès aux soins pour les plus pauvres et la
fixation d’objectifs intermédiaires et de critères d’évaluation (Unicef, 1995, 1999 ;
Deschamps, 2000).
Décidée dans un contexte de promotion du libéralisme économique dans le monde en
développement et de désengagement général de l’intervention de l’ Etat dans le secteur socioéconomique,
la politique de recouvrement des coûts est censée s’appuyer sur la logique de la
régulation marchande comme moyen de restaurer un rôle de la demande, et donc des usagers,
afin de rationaliser le fonctionnement des services de santé (Jimenez, 1987). Pour les
promoteurs de cette politique, le paiement direct par les consommateurs de soins d’une partie
du coût des prestations doit permettre d’inciter l’offre publique de soins à une meilleure
allocation des ressources et constituer un stimulant pour la dispensation de services de
meilleur rapport qualité/ prix (Akin et al , 1987 ; Griffin, 1988, Jimenez, 1995) 1 . En parallèle,
le pari était fait qu’un renforcement de la concurrence par les prix entre secteur public et
secteur privé de la santé pourrait contribuer à améliorer l’efficience d’ensemble du secteur de
la santé (OMS, 1993).
3

Cette évolution du financement des soins de santé vers une augmentation de la participation
directe des ménages pouvait a priori sembler incompatible avec les objectifs de «la santé pour
tous » (Alma-Ata, 1978) affichés par ailleurs par les organisations internationales, à
commencer par l’Organisation Mondiale de la Santé, et a donc d’emblée soulevé de
nombreuses controverses, notamment en ce qui concerne l’équité d’accès aux soins (Mc Pake
et al, 1993 ; Gilson, 1996, 1999). En effet, compte tenu de la contrainte budgétaire à laquelle
doivent inévitablement faire face les ménages on pouvait s’attendre à ce qu’une telle réforme
entraîne un changement dans le comportement de consommation des malades, notamment en
restreignant exagérément le recours aux services de santé des catégories les plus démunies. En
effet, dans un contexte de paiement des soins par les usagers, et en l’absence de tout
mécanisme d’assurance- maladie (Vogel, 1990 ; Shaw et Griffin, 1995) 2 , il est très
vraisemblable que les populations les plus démunies connaissent des difficultés évidentes
d’accès aux soins (Unicef, 1990), dues à des coûts d’utilisation trop élevés par rapport à leurs
capacités financières. Le constat dérangeant qu’en dépit de la gratuité des soins dans le
secteur public, la partie la plus pauvre de la population des PED n’a guère bénéficié des
progrès sanitaires accomplis depuis les indépendances et que l’accès aux soins gratuits tendait
à bénéficier plutôt aux populations des centres urbains, et parmi celles-ci pas forcément aux
couches sociales disposant des revenus familiaux les plus faibles, a néanmoins pu apporter
des arguments aux partisans de l’introduction de la politique de recouvrement des coûts.
Celle-ci a pu aussi être présentée comme un moyen de drainer vers le secteur public de santé
une partie de la demande solvable de soins (World Bank, 1987), d’améliorer ainsi le
financement et le fonctionnement du système de santé et de mieux concentrer les subventions
publiques de la demande sur les couches effectivement dénuées de toutes ressources
financières et les plus vulnérables (Makinen and al., 1991).
De ces pronostics opposés quant à l’impact potentiel de la politique de recouvrement des
coûts sur l’accès et le recours aux soins des populations des PED, ont résulté un nombre
important d’ études et de recherches s’intéressant à la relation entre la demande de soins, le
niveau des prix et le revenu dans les PED. L’objectif, plus ou moins explicite de ces travaux,
a été (et demeure) de savoir quels pouvaient être les effets des politiques de recouvrement
financier sur l’utilisation ou la fréquentation des services de santé par les individus, et plus
spécifiquement d’évaluer dans quelle mesure l’introduction d’une tarification par les prix des
services de santé pouvait (ou non) constituer un obstacle pour la recherche de soins pour des
secteurs importants de la population des PED.
4

Dans la suite de cet article, nous nous efforcerons de présenter une synthèse critique de la
littérature consacrée depuis une vingtaine d’années aux fonctions de demande de soins dans
les PED. Nous montrerons que cette littérature s’est essentiellement concentrée sur l’effetprix
sur l’utilisation des services de santé et que des résultats discordants, voire ouvertement
contradictoires, qui ont été obtenus ont alimenté la poursuite des polémiques quant à l’impact
des systèmes de recouvrement des coûts sur l’accès aux soins et l’utilisation des services de
santé. Dans une première section, nous présenterons les premières générations d’études
entreprises pour évaluer les réformes de financement des systèmes de santé des PED. Dans la
section 2, nous discuterons et présenterons la littérature qui a continué à soutenir et appuyer
l’hypothèse selon laquelle l’utilisation des services de santé de base demeurait peu sensible
aux tarifs pratiqués dans les formations sanitaires. La troisième section sera consacrée à
l’analyse des travaux ayant conclu, à l’inverse, à l’existence d’un effet significativement
négatif des hausses de prix sur la demande des soins, notamment pour les populations à
faibles revenus. A la lumière de ces résultats empiriques opposés, la section 4 nous conduira à
nous interroger sur les facteurs qui expliquent cette hétérogénéité des résultats
économétriques, et de dégager quelques recommandations utiles pour une meilleure
connaissance de la réaction de la demande face aux mécanismes de tarification des services de
santé dans ces pays.
Section 1 : Les études économiques pionnières sur la demande de
soins dans les PVD
A partir des années 1960, la demande de soins et de services de santé a fait l’objet de
multiples travaux, tant au niveau des pays développés que des pays en développement. Si, au
départ, le contexte théorique de la recherche entre les deux zones se prêtait à l’étude de la
même problématique 3 , il va très rapidement apparaître une divergence entre la littérature
appliquée aux pays industrialisés et celle appliquée aux PED. Dans le contexte de la plupart
des systèmes de santé des pays développés où le financement des soins bénéficie, en tout ou
partie, de mécanismes collectifs d’assurance qui tendent à dissocier le montant des primes
(que celles-ci passent par des cotisations sociales ou par l’impôt) versés par les ménages des
niveaux individuels d’exposition au risque- maladie, les analyses ou modélisations
initialement appliquées au champ de la santé se sont rapidement orientées vers le phénomène
dit de la « demande induite » 4 (Evans, 1974). Cette approche a été suscitée par la prise en
5

considération des problèmes d’incertitude dans l’activité médicale et d’asymétrie
d’information entre le patient et le professionnel de santé auquel le premier délègue tout ou
partie de sa « souveraineté de consommateur » dans le choix de ses prescriptions médicales
(cf Rochaix et Jacobzone, 1997 pour une revue de la littérature exhaustive). Cette idée
d’induction insiste sur la latitude dont dispose censément le prescripteur pour susciter des
consommations médicales qui ne sont pas forcément justifiées par l’état « objectif » du patient
mais qui correspondent à des objectifs de maximisation du revenu des prescripteurs (propre
ou du groupe professionnel dans son ensemble), ou à des demandes et exigences nouvelles de
la société en général. Le concept de demande induite présuppose, en rupture avec la
microéconomie classique, une interdépendance des fonctions d’offre et de demande dans le
cas spécifique des soins (Rochaix, 1997) pour laquelle des applications des modèles de type
« Principal-Agent » (Grossman, 1983 ; Phelps, 1992 ; Menahem, 2000) sont apparus, dans la
période récente, mieux appropriés.
Dans les PED, une telle interdépendance praticien/ patient peut sembler une hypothèse très
éloignée de la réalité empirique (Tanti Hardoin, 1994 ; Mariko, 1999). Dans ces pays, la
décision de recourir (ou non) au système de soins, c’est à dire la première étape du processus
d’entrée dans ce système paraît bien pouvoir être analysée comme relevant d’une fonction de
demande des ménages et/ ou des individus déterminée indépendamment des fonctions d’offre
de soins médicaux. Par ailleurs, une véritable concurrence s’étant instaurée dans les faits au
niveau de l’offre de services sanitaires (Brunet-Jailly, 1999), le recours à la médecine
moderne y est fortement concurrencé par l’automédication (moderne ou traditionnelle) et par
l’absence de soins, rendant l’utilisation dans ces pays principalement contrôlée par les patients
(c’est à dire traduisant les choix et les décisions individuelles), et non par les professionnels
de santé qui n’ont qu’un contrôle très marginal sur la demande des services et les itinéraires
thérapeutiques de leurs patients. Les travaux sur ce thème dans les PED sont donc, dans un
premier temps restés beaucoup plus proche du cadre de référence microéconomique des
fonctions de demande d’inspiration néoclassique.
En dépit d’une référence commune à la théorie microéconomique standard, la littérature
appliquée à la demande de soins et à ses déterminants dans les PED s’est néanmoins
caractérisée par une remarquable évolution, tant dans sa formulation et dans son articulation,
que dans les résultats obtenus. Les premières études qui se sont intéressées aux
comportements de demande de soins suite à une introduction ou à une augmentation des tarifs
6

des services publics de santé ont plutôt conclu à une inélasticité de la demande par rapport au
prix et au revenu : il n’y aurait pas de corrélations significatives entre les tarifs pratiqués, le
revenu des ménages et la demande de services de santé des ménages. Deux études empiriques
importantes, fondées sur des enquêtes transversales en population (Heller, 1982 ; Akin et al.,
1986 ) ont marqué ce discours, largement et logiquement encouragé par la Banque Mondiale
(Akin et al., 1987) puisqu’il apportait des arguments en faveur d’une politique de
recouvrement des coûts qui affecterait peu l’accès aux soins des plus pauvres. Mais, ces
premières conclusions seront rapidement réfutées par Gertler et al (1987) et Gertler et Van der
Gaag (1988, 1990), qui à partir d’un modèle d’estimation différent des deux précédents
concluent, à l’inverse, en faveur d’une élasticité significative de la demande de soins par
rapport aux prix.
Malgré ces résultats contradictoires, ces trois études partageaient une référence commune
d’une part, aux travaux de Grossman (1972), et d’autre part, à ceux d’Acton (1975) et
Christianson (1976). L’idée de base formulée par le modèle de Grossman est que la santé
s’apparente à un bien durable, à un capital, dont l’agent dispose dès sa naissance et qu’il gère
jusqu’à sa mort. Les dépenses de soins médicaux ont pour objectif d’accroître ce stock de
capital- santé, ou d’éviter qu’il ne s’amenuise. Issue de la théorie du Capital Humain (Becker,
1964 ; Lancaster, 1966 ), l’approche de Grossman considère que la demande de soins
médicaux dérive de la demande plus fondamentale de santé elle même, laquelle produit
directement de l’utilité. La demande de santé dépend non seulement de l’état de santé tel qu’il
est perçu par l’individu, mais également de facteurs économiques tels que le revenu et les prix
des biens et services du marché. Sur la base de ce cadre théorique, Heller (1982) mène une
enquête auprès des ménages en Malaisie (cf. Annexe pour plus de détails), et trouve une très
faible sensibilité au prix du nombre total de visites médicales annuelles dans cette population.
En d’autres termes, l’élasticité prix de la demande globale ( représentée par le nombre de
consultations internes et externes) pour des services curatifs est quasiment inélastique : la
demande des patients pour les hospitalisations et les consultations ne varie pas avec le niveau
du prix des services. Heller distingue la demande essentielle (m) qui correspondrait à une
consommation indispensable, directement liée à l’état de santé de l’individu, de la demande
discrétionnaire (m’) qualifiée de consommation « non indispensable », laquelle peut
correspondre à diverses demandes (demandes de soins pour des symptômes mineurs que
d’autres individus auraient pu négliger, demande de confort ou de qualité dans des prestations
ne mettant pas en jeu le pronostic vital, etc.). Les résultats montrent qu’une augmentation de
7

10% des prix dans les unités publiques de soins ambulatoires serait responsable d’une
réduction de seulement 1.5% de la demande pour ces services (soit une élasticité prix de la
demande de – 0.15) qui se révèle non significativement différent de zéro. Ils font ressortir par
ailleurs que le revenu a peu d’effet sur la consommation totale de soins « essentiels » (m),
mais qu’ en revanche, l’effet- revenu est nettement plus marqué sur la consommation des
services préventifs que des services curatifs, et que le revenu per capita des ménages apparaît
significativement associé au niveau de la demande dite discrétionnaire.
Le modèle de Heller (1982) trouve justement ses limites dans la difficulté pratique qu’il y a à
distinguer entre la demande essentielle (m) et la demande discrétionnaire (m’), surtout dans
des contextes où le taux de contact entre la population et les ressources sanitaires demeure si
faible (CIE, 1993 ; Banque Mondiale, 1994 ; Tchicaya, 1994) qu’il est difficilement
envisageable de penser que la demande de services curatifs comporte une composante
discrétionnaire non négligeable. De plus, l’auteur utilise un modèle dans lequel la variable
endogène est représentée par une variable continue 5 , le nombre de consultations externes et
internes. Or, cela revient à faire l’hypothèse que le marché des soins offre un ensemble
continu des attributs des soins médicaux, et que les individus peuvent choisir un ensemble
quelconque de ces attributs auprès d’un dispensateur qui peut les leur offrir dans leur totalité.
Cette hypothèse ignore le fait courant dans les PED (système de santé malaisien compris) qu’
il existe une discontinuité dans les prestations sanitaires fournies, certains secteurs offrant des
prestations très spécifiques, dont on peut ne pas trouver l’équivalent dans d’autres secteurs
(secteur traditionnel versus secteur moderne pour les maladies «mystiques » 6 ). L’hypothèse
de choix dans un ensemble continu paraît de fait peu adaptée aux réalités des PED en général,
et plus encore à celle des pays africains.
Le cadre théorique développé par Acton et Christianson admet et formalise la nature discrète
des décisions de soins de santé. Ces auteurs considèrent la demande de soins comme un
processus complexe groupant des étapes décisionnelles distinctes, débutant par la déclaration
d’un épisode morbide et se poursuivant par le choix d’un mode de traitement. Ainsi, ce
nouveau cadre théorique ne s’intéresse plus aux quantités demandées (nombre de
consultations) mais plutôt aux choix (consulter/ ne pas consulter) qui résultent des processus
de décisions des individus malades. L’analyse se déplace alors, non seulement vers l’étude
des choix discrets (versus celui de quantités continues) et de leurs déterminants, mais aussi
vers les processus de décisions à partir desquels ces choix seront réalisés.
8

Fondé sur le modèle de Acton et Christianson, Akin et al (1986), ont conduit une étude à
partir d’une enquête menée auprès des ménages et réalisée aux Philippines (cf. Annexe pour
plus de détails sur l’échantillon). Ils ont estimé un modèle économique de demande des soins
afin d’expliquer les choix de recours des individus malades. Ils arrivent également au résultat
que les prix jouent peu sur la demande des services de santé. Ils concluent que la demande de
soins de santé curatifs est inélastique aux coûts monétaires et non monétaires qui n’auraient
qu’un faible effet sur les probabilités de recours des individus malades (qu’ils soient adultes
ou enfants). Ils montrent par ailleurs que le revenu n’a qu’une très faible influence sur les
probabilités des différents recours : dans leur étude, une augmentation de 10% du revenu
entraîne une variation des probabilités de recours aux diverses alternatives de soins de moins
de 0.5%, cette variable n’étant significative que pour les recours au secteur privé et à
l’automédication.
Les conclusions de ces deux travaux ont eu des implications importantes pour les politiques
de santé en Afrique, dans la mesure où elles ont encouragé la Banque Mondiale, et sous une
autre forme l’Unicef, à favoriser la participation financière des ménages au paiement direct
des soins : en effet, la demande étant supposée très faiblement élastique au prix,
l’augmentation des tarifs imposés aux usagers des services contribuera à accroître les revenus
des producteurs de soins (et donc éventuellement leur capacité à améliorer la qualité du
service rendu), sans pour autant qu’il y ait un changement dans le comportement de
consommation des malades et donc d’effets négatifs sur la santé publique.
Or, ces résultats sont surprenants dans le sens où ils sont en contradiction avec la théorie
économique du consommateur, et donc, avec le modèle théorique fondant les études. En effet,
théoriquement, si les biens et services de santé sont des biens comme les autres, un
accroissement des prix de ces biens et services doit « normalement » résulter en une baisse de
leur demande, toutes choses étant égales par ailleurs. De même que des revenus plus
importants devraient créer une demande de soins plus importante, toutes choses étant égales
par ailleurs. Ainsi, logiquement, les personnes vivant dans des contraintes budgétaires très
fortes, y compris sur les biens essentiels à leur survie, devraient diminuer la consommation du
bien dont le prix aura augmenté ou acheter moins d’un certain type de biens au fur et à mesure
que leur prix augmente. En confrontant cette rationalité à la réalité, Heller (1982) et Akin
(1986) arrivent à des résultats contraires aux prédictions économiques les plus
9

conventionnelles. Qu’est ce qui explique cet écart entre la logique économique théorique et
ces résultats économétriques fondés sur des enquêtes de terrain ? Comment peut on expliquer
ces résultats paradoxaux d’élasticité prix très marginales dans le cas des soins ?
En premier lieu, il faut dire que Heller (1982) et Akin et al.(1986) n’ont pas tenu compte des
interactions entre le revenu et les prix , en ce sens que leurs modèles supposent l’effet- prix
comme indépendant du revenu, ce qui semble incompatible avec le modèle théorique sur
lequel ils se sont fondés, et laisse donc penser que le modèle théorique présenté n’est pas celui
qui a été en définitive utilisé ou testé. Dès lors, il devenait difficile pour eux de déterminer la
sensibilité des différentes catégories de la population face à l’introduction ou l’augmentation
des tarifs. D’ailleurs, Gertler et al (1987) démontreront que les mesures d’élasticité prix de la
demande insignifiante obtenues par Heller et Akin sont en fait tributaires des choix
méthodologiques effectués pour l’estimation. Ces critiques attribuent donc les résultats
précédents à un artefact lié à une mauvaise spécification des modèles de demandes de soins.
Supposer l’effet prix indépendant du revenu reste une hypothèse restrictive, qui suppose que
le revenu soit absent de la règle de décision des individus et ne peut par conséquent contribuer
à ce qu’une alternative soit choisie plutôt qu’une autre. Pourtant, on pourrait fort logiquement
supposer les personnes à niveau de revenu élevés être moins sensible aux différents prix par
rapport aux fournisseurs que les individus à faibles ressources. Cette restriction, qui entraîne
un comportement imparfaitement rationnel au sens économique rend les modèles utilisés
théoriquement réfutables, car contradictoires avec les postulats habituels de la maximisation
de l’utilité sous contrainte budgétaire.
Un moyen de pallier cette limite aurait pu être de procéder à une segmentation de la
population d’étude en différentes strates de niveau de vie. Les auteurs auraient pu de ce fait
tester si l’élasticité prix varie selon les classes de revenu ou les différentes couches de la
population. Mais, la méthodologie de ces deux études n’aborde pas véritablement la question
de l’obstacle financier que peut constituer la tarification de services publics de santé en
matière d’accès aux soins de la catégorie de la population ayant la capacité de paiement la
plus limitée. Le problème que peut poser la pauvreté dans ses rapports avec l’accès aux soins,
dans un contexte de paiements des soins par les usagers, est en réalité esquivé. Or, ce qui est
vrai de l’estimation à l’échelle de l’ensemble d’un échantillon (élasticité– prix très faible dans
les deux études précitées), peut ne plus l’être pour certaines sous-populations (les ménages ou
individus à revenus faibles, par exemple).
10

Suite à ces critiques, Gertler et al (1987, 1988, 1990) vont développer un modèle qui autorise
la prise en compte de l’influence du revenu dans la formulation de la fonction d’utilité. Il
s’agit d’un modèle dont la structure théorique conduit à une spécification empirique qui est
suffisamment flexible pour permettre aux élasticités- prix et/ ou aux mesures de propension à
payer de varier selon le niveau des revenus. Pour permettre cette flexibilité de la fonction
d’utilité, Gertler et al. proposent de la spécifier sous forme semi-quadratique (linéaire en santé
et quadratique en consommation), forme qui n’impose pas un taux marginal de substitution
constant entre la consommation et la santé 7 . Ce modèle, en meilleure adéquation avec la
théorie économique, constituera une nouvelle impulsion en constituant un cadre de référence
pour les modèles discrets de demande de soins de santé curatifs.
A partir de ce modèle et de données collectées en 1985 dans le cadre du programme Living
Standard Measurement Survey (LSMS) de la Banque Mondiale, Gertler et al (1987) montrent
qu’une augmentation de prix modérée accompagnée d’un réinvestissement direct des revenus
supplémentaires ainsi obtenus par le service public de santé afin d’améliorer l’accessibilité
géographique des services et de réduire les temps de transports pour les usagers est
susceptible d’accroître la demande globale des services. En revanche, une hausse plus
conséquente des prix conduirait à une baisse significative de la demande globale de services
dans les formations sanitaires publiques. Les estimations effectuées établissent que d’une part,
les demandes de soins cliniques (en général, en ambulatoire) et hospitaliers tendent à devenir
plus élastiques au fur et à mesure que le prix de ces services augmente, et d’autre part, sont
plus élastiques pour les revenus les plus faibles (élasticité= -1.83, pour le quartile de revenu le
plus faible) et par contre pratiquement inélastiques à des niveaux de revenus élevés
(élasticité= -0.38 pour le quartile de revenu le plus élevé). Les auteurs concluent qu’ « en Côte
d’Ivoire, l’introduction de tarifs serait régressive dans les zones rurales, dans le sens qu’elle
bénéficierait aux riches et nuirait aux pauvres ». Ils montrent par ailleurs que le revenu
influence la demande de soins (le choix du fournisseur), à condition que « la fonction d’utilité
conditionnelle permette un taux marginal de substitution de la santé pour la consommation
non constant ». L’idée, en meilleure adéquation avec la théorie microéconomique, est ici que
pour obtenir une unité supplémentaire de santé, un individu riche sera a priori prêt à sacrifier
davantage d’unités de consommation que ne le sera un individu pauvre.
11

Gertler et Van Der Gaag. (1988, 1990) ont également montré, dans le cas du Pérou, suite à
une enquête auprès des ménages, que l’élasticité- prix de la demande était toujours négative,
et cela quelque soit le niveau de revenu des ménages, les variations de prix et le type de
services considérés. Ils trouvent que l’élasticité- prix de la demande de services délivrés par
les centres de santé, les hôpitaux ou des médecins privés est particulièrement variable avec le
niveau de revenu : dans le quintile de revenu le plus élevé, la demande est quasiment
inélastique (l’élasticité étant comprise entre – 0.03 et – 0.14), mais à mesure que le revenu
baisse, l’élasticité prix de la demande augmente ; les élasticités- prix de la demande de soins
cliniques sont entre deux et six fois plus fortes pour les revenus les plus bas de leur
échantillon. De même, les élasticités- prix de la demande de soins curatifs sont plus fortes
pour les soins dispensés dans les cliniques publiques (dispensant des soins primaires) que
pour ceux dispensés dans les hôpitaux.
Au delà des divergences entre les études de Heller (1982), Akin (1986), et Gertler et al (1987,
1988, 1990), il est important de signaler qu’il existe une limite commune à ces études
pionnières qui ont marqué la première génération de la littérature appliquée à la demande de
soins dans les PVD: il s’agit de la non prise en compte des services des prestataires alternatifs
dans chacun des modèles empiriques utilisés et de leurs qualités respectives. Or, l’objectif
proclamé de l’obtention des ressources complémentaires pour les services publics de santé au
travers d’une participation communautaire est de permettre une amélioration qualitative des
services offerts aux communautés 8 , laquelle contribuerait à accroître l’utilisation des services
de soins (World Bank, 1987 ; Nolan et Turbat, 1995). L’idée d’une co-variation entre le prix
et la qualité des services ne pouvant donc être en principe exclue (Alderman et Lavy, 1996),
l’absence d’information sur la qualité des soins des prestataires va sans nul doute affecter les
estimations des effets des prix sur la demande des soins de santé. Cela est d’autant plus vrai
que l’on sait que l’effet marginal d’une variable donnée sera toujours mal mesuré si d’autres
variables pertinentes ne sont pas incluses dans l’équation de régression : en termes
économétriques, on parle de biais d’estimations dus à une mauvaise spécification du modèle.
Il est donc discutable, au risque de créer un biais important, d’ignorer la variable « qualité ».
A la suite de ces travaux pionniers, plusieurs autres recherches ont été réalisées, en Afrique et
ailleurs, sur l’impact de la mise en place du recouvrement des coûts auprès des usagers sur la
demande de soins et l’accessibilité aux services. Ces études ont aussi recouru à des modèles
économétriques qui, dans leur quasi totalité, ont privilégié, pour estimer les déterminants de
12

la demande de soins, l’approche discrète de demande de soins popularisée par Gertler et ses
collaborateurs (cf. Annexe 1 pour le détail de ces études). Les résultats de ces recherches sont
demeurés mitigés et n’ont pu aboutir à une conclusion tranchée sur la question de l’impact de
l’introduction ou de l’augmentation des tarifs des services sanitaires sur la demande de soins.
Section 2 : Du concept d’une demande inélastique aux prix à….
Malgré l’apport des travaux de Gertler et de ses collègues, la position que la demande serait
inélastique aux prix a continué à être soutenue par plusieurs études, ces dernières ayant
pourtant mieux pris en compte la sensibilité des différentes couches de la population à une
introduction des tarifs, ainsi que le rôle du facteur « qualité ». Il s’agit principalement des
travaux d’Akin (1995) au Nigeria, d’Akin et al (1998) au Sri Lanka, de Juillet (1999) au Mali,
et de Perrin (2000) en Côte d’Ivoire.
Akin (1995) a réalisé une étude basée sur des données collectées dans l’état d’Ogun au
Nigeria, auprès de 100 ménages sélectionnés de façon aléatoire dans chacune des 86
structures sanitaires échantillonnées de manière aléatoire stratifiée 9 . Les auteurs ont mesuré, à
partir de l’estimation d’un modèle Probit multinomial , l’impact d’une augmentation des prix
sur l’utilisation des soins de différentes couches de la population : l’idée étant de tester
l’hypothèse selon laquelle la sensibilité au prix se modifie avec le niveau de revenu. Les
auteurs retrouvent que les différents niveaux de revenu, exprimés en quintiles, ne sont pas
statistiquement reliés de façon significative avec les variables de prix des services sanitaires et
concluent que dans la population concernée, les coefficients de leur modèle, liant les prix des
services sanitaires aux choix des soins de santé, ne sont pas différents pour les divers groupes
de revenus.
Akin et al (1998), dans une étude réalisée au Sri Lanka, estiment les déterminants d’une
demande inconditionnelle 10 de soins de santé curatifs, c’est à dire portant aussi bien sur des
échantillons d’individus malades que non malades. Ils concluent que la demande est
inélastique au prix : un doublement des tarifs dans les formations sanitaires publiques conduit
à une réduction de la demande de seulement 0.7% à 1.2% dans ces formations, soient des
élasticités prix de –0.0088 à –0.0201, respectivement. Dans leur étude, les auteurs montrent
l’intérêt qu’il y a à considérer, non plus uniquement les individus malades (comme il en était
dans leur article précédent de 1995) , mais aussi les individus en bonne santé. L’avantage
13

économétrique de cette démarche réside dans la possibilité de tester l’existence d’une
sélection non aléatoire des individus malades, sélection susceptible de causer des biais lors de
l’estimation du modèle de demande de soins de santé curatifs sur l’échantillon des seuls
malades (Heckman, 1984). Or en présence de biais de sélection, si ce dernier n’est pas testé,
contrôlé et/ ou corrigé, les coefficients estimés des déterminants de la demande de soins
peuvent être biaisés, et les résultats s’en trouvent ainsi faussés. Les auteurs ne tiennent pas
compte ici de la réaction des différentes catégories de la population face à l’introduction ou à
l’augmentation des tarifs, mais plutôt de celle des différents groupes d’âges qui composent cet
échantillon.
Juillet (1999) a analysé les effets des tarifs et des revenus sur la demande de soins dans la
ville de Bamako (Mali), sur un échantillon représentatif de la population de cette capitale. Les
données analysées à l’aide d’un modèle Logit emboîté 11 font ressortir que la tarification n’a
aucun impact identifiable (quelque soit le niveau de vie considéré) sur la probabilité de
recourir en première intention à des établissements non spécialisés (dispensaires, centres de
santé) plutôt qu’à des établissements spécialisés (hôpitaux, cliniques) dès lors que le malade a
choisi d’opter pour des soins modernes. L’auteur précise cependant que l’absence d’effet de la
tarification doit être nuancée par le fait que la probabilité de recourir plutôt à l’automédication
sera d’autant plus grande que la notion de cherté des soins modernes perçue par le malade est
forte.
Plus récemment, Perrin (2000) a évalué l’impact, en terme d’équité, d’une modification du
prix sur la demande des services de santé, entre plusieurs groupes de niveaux de vie, à partir
de données d’enquête de ménages effectuée sur un échantillon représentatif de la ville
d’Abidjan (Côte d’Ivoire). Ses résultats se fondent sur l’estimation d’une fonction de
demande à l’aide d’un modèle multinomial Logit 12 . L’auteur aboutit au résultat que la
tarification des actes a un impact négatif sur l’utilisation des soins, et que cette sensibilité au
prix diminue lorsque l’on monte dans l’échelle des revenus. Cependant, l’analyse des
élasticités- prix de cette fonction de demande révèle que la réaction de la demande pour
chaque type de soins à une augmentation des prix apparaît relativement faible, et cela pour
tous les groupes de niveaux de vie : en d’autres termes, la demande de soins pour l’ensemble
des individus est inélastique au prix.
14

Ces quatre études trouvent leur limite dans leur façon d’identifier ceux dont l’aptitude à payer
et les moyens financiers sont limités ; dans le cas où les auteurs ont procédé à une
identification, cette dernière s’est avérée toujours subjective et non dépourvue de jugements
de valeurs. Par ailleurs, leur manière d’estimer la sensibilité des différentes couches de la
population face à une variation des tarifs des prestations reste critiquable et sujette à caution.
Ces critiques sont reprises en détail dans la prochaine section.
Section 3 : L’observation d’une demande élastique aux prix.
Parmi les études ayant conclu, à l’inverse des précédentes, en une élasticité- prix
significativement négative de la demande de soins, on peut distinguer deux approches. La
première, bien qu’elle reconnaisse l’importance qu’il y a à considérer le rôle de la variable
« qualité », ne considère pas spécifiquement cette dernière dans la modélisation et la
formalisation des modèles de demande et adopte de fait une vision neutre et/ ou subjective 13
de l’effet- qualité. La seconde approche est marquée par de fortes présomptions d’existence
d’interactions étroites entre les coûts et la qualité des services dispensés 14 : l’hypothèse sousjacente
est alors qu’une amélioration de la qualité est susceptible d’atténuer l’effet négatif de
l’introduction de la politique de recouvrement des coûts sur la demande de soins de santé.
3.1 Etudes sans prise en compte de variables spécifiques à la qualité
Dans une étude réalisée en Indonésie sur le recours aux soins, Chernichovsky et Meesook
(1986) ont analysé les facteurs d’utilisation des services de santé modernes et traditionnels,
sur une population « à risque– maladie » composée de malades, de femmes enceintes, et de
nouveaux- nés. Ils trouvent qu’en cas de maladie, les populations préfèrent les formations
sanitaires « modernes » (si elles existent) aux deux autres options disponibles
(automédication, médecine traditionnelle). Ils rapportent que le revenu agit positivement sur
la demande des soins de santé, la demande augmentant avec le revenu pour le secteur
moderne. Les auteurs soutiennent par ailleurs que le revenu est une barrière importante à
l’utilisation des services sanitaires modernes pour les catégories sociales à faible revenu, et
que cette barrière s’estompe au fur et à mesure que l’on monte dans l’échelle sociale. Par
exemple, il ressort de leur étude que, disposer de revenus élevés conduit à orienter ses choix
vers une médecine moderne plus onéreuse, les plus démunis étant généralement traités dans
15

leur famille ou par des tradithérapeutes 15 . Les auteurs n’ont pas étudié la sensibilité des
différentes catégories de la population face à une hausse du revenu, ni d’ailleurs du coût des
services.
Dor et al (1987), puis Dor et Van der Gaag (1988, 1993) ont utilisé une variante du modèle
de Gertler pour étudier le processus de décision qui conduit le malade à choisir l’alternative
qui maximise son utilité. Ils ont estimé la demande de soins de santé curatifs en milieu rural
ivoirien, en adoptant une spécification économétrique qui permet d’estimer l’impact des tarifs
sur la demande, alors même que les prix monétaires des soins sont nuls : c’est l’opportunité
du coût en temps dépensé à obtenir les soins qui est utilisé pour identifier les paramètres
nécessaires au calcul de l’élasticité- prix. Les trois études montrent que la demande est bien
élastique aux coûts des soins et que ces coûts non monétaires, mesurés par le coût
d’opportunité 16 du temps passé à la production de santé, affectent négativement la probabilité
d’avoir recours à un choix thérapeutique formel. Ces élasticité- temps varient sensiblement
avec le revenu de l’individu : elles seraient faibles à des niveaux de revenus élevés
(correspondant au dernier quartile de revenu le plus élevé) et assez élevées parmi les groupes
de revenus faibles (les premiers quartiles de revenu les moins élevés). Par ailleurs, Dor et Van
der Gaag (1988, 1993) trouvent (1) une relation positive entre le revenu et le recours aux
soins, (2) ainsi que des élasticités directes près de quatre fois plus fortes pour les soins de
médecins (-0.953) que pour les soins infirmiers (-0.261). Dans leur étude, les auteurs ont
adopté à partir de la distribution de l’indice de bien être (revenu) un point approprié d’une de
ces caractéristiques (par exemple 30ième centile comme seuil de pauvreté et 10ième comme
seuil d’extrême pauvreté) pour classer les individus selon leur niveau de vie. Or, cette option
est discutable, car il n’est pas évident de déterminer (et les auteurs ne donnent aucune
précision) quel point doit être utilisé comme seuil, pour distinguer les « démunis » des « non
démunis ». D’autres auteurs utilisent les quartiles (Gertler et al., 1987 ; Barlow et Diop,
1995 ; Dor et Van der Gaag, 1988, 1990), mais d’autres choix pourraient être justifiés :
Gertler et Van der Gaag (1988, 1990), Perrin (2000) ont utilisé les quintiles. Suivant la façon
dont on mesure la dispersion des revenus, on localise donc et on classe les pauvres à différents
endroits (aussi bien sur une échelle de calcul, que dans l’espace).
Sauerborn et al (1994) ont réalisé une étude portant sur des données collectées au Burkina-
Faso, et concernant l’élasticité de la demande de santé face au recouvrement des coûts. Les
auteurs concluent dans un premier temps à l’inélasticité de la demande pour les soins
16

ambulatoires par rapport au prix (élasticité= -0.79) : une hausse de 10% des tarifs dans les
formations sanitaires entraîne une réduction de 7.9% de la probabilité d’utiliser les soins de
santé. En revanche, dès lors qu’ils procèdent en une stratification ou segmentation de la
population en différentes classes de niveau de vie, leur analyse fait apparaître un effet négatif
de la demande de soins en fonction des revenus. En effet, leur examen par quartile de revenu
leur fait observer que la demande devient fortement élastique pour les trois quartiles de
revenus les moins élevés, notamment pour le premier quartile (élasticité= -1.44), alors qu’elle
reste inélastique pour le quartile de revenus le plus élevé (-0.12). Les auteurs révèlent
également des différences d’élasticité par groupe d’âge : -3.64 pour les enfants de 0 à 1 an, -
1.73 pour les 1 à 15 ans, et enfin – 0.27 pour les individus âgés de 15 ans et plus.
Ellis et al (1994) ont réalisé une étude au Caire (Egypte) et dans ses environs, portant sur les
déterminants du recours aux soins de consultations externes et d’hospitalisation. Les auteurs
concluent que les demandes de soins sont élastiques aux variations de prix, des augmentations
agissant négativement sur le comportement de consommation des patients. Le principal apport
de Ellis et al (1994) est lié aux conclusions auxquelles leur étude les conduisent quant aux
élasticités- revenus. Ils soulignent en effet que bien qu’un changement dans la distribution des
revenus n’ait qu’un faible effet sur les probabilités de rechercher des soins, un tel changement
a un impact important sur les probabilités de s’adresser à certains types particuliers de
formations sanitaires (cliniques privées ) qui constituent une fraction importante de l’offre de
soins dans cette zone géographique. Ils introduisent également un effet croisé en incluant
comme variable explicative le produit du prix de la consultation par la consommation par tête,
ce qui les conduit à établir une comparaison plus précise de la sensibilité au prix des individus
selon leur niveau de revenu : ils concluent que la demande de soins de santé est plus élastique
au niveau des revenus les plus bas (le quintile de revenu le plus faible ).
Barlow et Diop (1995) ont réalisé une étude portant sur les facteurs de décision de recours aux
soins pour les enfants de moins de cinq ans, ainsi que des femmes enceintes, au Burkina- Faso
et au Niger, à partir d’enquêtes réalisées auprès des ménages. Les auteurs se sont
principalement intéressés à la réaction des demandes de soins de santé suite à une variation
des tarifs et/ ou du revenu, au sein de différents groupes sociaux et ethniques. Ils montrent,
dans le cas du Niger, que toutes choses égales par ailleurs, le revenu et le coût (mesuré par le
coût d’accès en temps) ont un rôle important en ce qui concerne le recours aux soins de santé
prénataux. Le premier agit positivement sur la demande pour les patients appartenant au
17

quartile de revenu le plus élevé, tandis que le second constitue une barrière pour l’accès aux
soins, surtout pour les patients appartenant au quartile de revenu le plus bas, l’utilisation
diminuant par ailleurs quand la distance à parcourir augmente pour toutes les catégories
sociales confondues.
Bolduc et al (1996) se sont intéressés aux déterminants du lieu de traitement des patients
provenant d’un milieu rural du Bénin. Ils estiment un modèle de choix discret du type Logit
multinomial (LM) et Probit multinonial (PM), et aboutissent au résultat que le prix du recours
aux différents types de soins mesuré par le coût du traitement à la charge directe du patient,
ressort avec un effet significatif et négatif 17 . L’intérêt de leur article est d’avoir démontré
empiriquement les conséquences induites par les hypothèses du choix du modèle lui même sur
les calculs des élasticités croisées. A cet effet, leurs résultats d’estimation montrent que les
élasticités obtenues à partir du PM sont très différentes de celles obtenues par LM. En effet,
les résultats de la spécification du modèle Logit sont tels qu’une hausse de 1% des tarifs des
services hospitaliers entraînera une baisse des probabilités de recours à tous les autres types
de services de 3.56%, alors que la spécification du modèle Probit multinomial indique que
cette même augmentation dans ces mêmes services entraînera une baisse de 15.36% de la
probabilité de recours à l’automédication, de 15.59% de la probabilité de recours dans les
centres de santé communautaires et de 8.57% de la probabilité de recourir aux services des
cliniques privées. Les élasticités- prix sont donc bien affectées de façon significative par le
choix de la méthode économétrique d’estimation.
Dow (1996, 1999) et Dor et Van der Gaag (1998) ont aussi estimé les déterminants de la
demande de soins, en utilisant des données collectées dans le cadre du programme Ivorian
Living Standard Survey de la Banque Mondiale. Dor et Van der Gaag (1998) ont utilisé un
modèle Logit multinomial pour analyser les facteurs qui conduisent les patients à rechercher
des soins et à choisir entre différents modes de soins pour deux échantillons d’individus, l’un
composé d’enfants et l’autre d’adultes. Les résultats sont très proches d’une part pour les deux
échantillons, d’autre part pour la décision d’entrer sur le marché des soins et celle de recourir
à un type de soins spécifiques : la principale conclusion de l’étude (se rapportant à une époque
où la gratuité officielle des soins était le principe de fonctionnement du système de santé
ivoirien) étant qu’un rationnement quantitatif s’est substitué aux mécanismes de prix. Ils
observent que le manque d’établissements de soins, les insuffisances de personnel et la faible
disponibilité en médicaments, ensemble de facteurs d’offre inégalement répartis, conduisent à
18

des durées et à des coûts de transport très variables, lesquels ont un rôle discriminant dans la
demande de soins. Quand à Dow (1996), il utilise les mêmes données que Dor pour estimer
les déterminants d’une demande inconditionnelle de soins, c’est à dire portant sur les malades
et les non malades, par opposition à la demande conditionnelle (malades seuls) étudiée par
Dor. Il aboutit à la conclusion que les élasticités prix de demande conditionnelle sont
supérieures à celle de la demande non conditionnelle.
De tout ce qui précède, il ressort que des avancées importantes ont été réalisées dans l’analyse
des déterminants du comportement de consommation des services de santé des malades, en
particulier en ce qui concerne les élasticités- prix et revenu de la demande de soins. De l’idée
que la demande est inélastique au prix et au revenu, on est passé à l’idée qu’elle l’est,
notamment pour les populations ayant une capacité financière limitée (pauvres). Cependant,
bien des insuffisances subsistent encore dans ces études.
En effet, bien que ces études aient tenu compte de la distribution de l’introduction de la
tarification sur les différents groupes de niveaux de vie, elles butent encore sur la question de
l’identification effective des personnes ayant une capacité financière limitée. Leur manière de
définir le manque de moyens ou l’aisance, les différents critères et méthodes de mesure de la
pauvreté retenus sont peu précis et limités.
La majorité des études ont retenu le revenu monétaire perçu par les individus ou les ménages
comme critère de classification et/ ou de mesure de bien être. Or le revenu monétaire, dans le
contexte des PED, ne donne qu’une mesure partielle du bien être du ménage ou de l’individu,
car il peut arriver que dans certains cas, le niveau de vie réel du ménage soit plus élevé si l’on
prenait en compte sa production domestique, et non son seul revenu monétaire. De plus des
phénomènes temporaires (chômage, maladie) [Fleurbaey, 1996 ; Müller, 1997] peuvent
survenir et entraîner une réduction du revenu annuel d’un individu, accident qui ne reflète pas
son statut économique habituel. C’est d’ailleurs pour cette raison que certains économistes
soutiennent qu’il est préférable, pour obtenir une estimation correcte du revenu, d’étudier les
dépenses plutôt que les revenus, car les différences dans la consommation reflètent les
disparités de revenu disponible permanent des ménages plutôt que les chocs transitoires sur le
revenu (Ravallion, 1996 ; Deaton, 1999 ; Atkinson et al, 2001). D’autres auteurs évoquent un
problème d’endogenéité comme une autre difficulté inhérente à l’utilisation du revenu
monétaire comme mesure du bien être ou du niveau de vie des ménages ( Chernichovsky et
19

Meessok, 1986 ; Dor et al., 1988 ; Gertler et Van der Gaag, 1990 ; Ellis et al., 1994), dans les
études portant sur la demande de soins de santé : en effet, le revenu peut être considéré
comme endogène car le taux de salaire des individus peut justement être influencé par leur
état de santé.
Parmi les études ayant eu recours au revenu comme mesure du bien être des ménages,
certaines ont considéré la variable comme inobservable (Akin et al, 1995 ; Sauerborn, 1994 ;
Ellis et al, 1994) ou encore extrêmement difficile à estimer alors que d’autres ont élaboré des
enquêtes intégrant le revenu comme variable observable. Dans les deux cas, l’estimation
directe des revenus monétaires étant souvent difficile à réaliser 18 , c’est habituellement au
travers de mesures indirectes comme le statut ou la classe sociale des individus, du type
d’habitat occupé par le ménage, de la nature de la construction de son habitat (banco, ciment,
paille), du patrimoine dont dispose le ménage (propriétaires de maison, de terres, de bétail) ou
encore de la possession de certains objets de « confort » (fournitures et appareils
électroménagers, véhicule, mobylette, bicyclette, télévisions, téléphones ), du mode d’aisance
dont dispose le ménage (toilettes modernes, latrines traditionnelles), ou de la disponibilité de
l’eau potable et/ ou de l’électricité dans l’habitation (Juillet, 1999 ; Mariko, 2002) qu’il va être
approché. Avec de telles méthodes, la détermination ou l’identification des ménages à faible
revenu devient le fruit de jugements subjectifs, de la part de l’analyste, sur ce qui peut
constituer un niveau de vie minimum acceptable par la population d’une société donnée. En
effet, recourir à des critères d’identification des pauvres basés sur le type d’habitat ou sur un
« ciblage géographique » reste très limité, dans le sens où l’on ne trouve pas que des ménages
à faible revenu dans des quartiers jugés «défavorisés », de même qu’il n’y a pas que des
ménages aisés dans des quartiers dits « viabilisés ». Dans ces conditions, il devient difficile de
définir dans un quartier ou une zone donnée, qui est « pauvre » et qui ne l’est pas, comme il
est difficile d’y distinguer les « vrais » démunis de ceux qui le sont moins. A cela, il faut
ajouter que certains critères utilisés par ces auteurs (être propriétaire de sa maison, habiter une
zone viabilisée) peuvent ne pas entraîner des différences significatives du point de vue de
l’utilisation des services de santé du fait que (1) les conditions d’acquisition de ces biens ne
sont pas forcement déterminées par le niveau de revenu, en particulier en Afrique, (2) et que
certains éléments « objectifs » de confort (électricité) peuvent ne pas faire partie du système
subjectif de valeurs de la communauté concernée. De même que porter l’analyse et la mesure
de l’absence de ressources sur les conditions de transport (Sauerborn et al., 1994) paraît peu
20

crédible et très limité, celles ci dépendant de la rapidité et du confort communément valorisé
par chacun, ainsi que de différences de goûts ou de préférences individuelles.
A cela il faut ajouter que la plupart des auteurs ont utilisé comme critères de classification les
caractéristiques de tendance centrale (Gertler et al., 1897 ; Dor et Van der Gaag, 1988, 1990 ;
Barlow et Diop, 1995 ; Perrin, 2000). C’est à dire qu’ils ont adopté à partir de la distribution
de l’indice de bien être (généralement le revenu, ou un proxy du revenu) un point approprié
pouvant correspondre à la médiane, au quartile, au quintile, ou à une fraction de la valeur
moyenne de l’indicateur de bien être (40%, 50%, 60%) : le manque de moyens financiers est
ainsi déterminé à travers la distribution de l’élément caractérisant le niveau de vie. En somme,
ils ont procédé à une stratification par groupe de revenu, en décomposant les ménages ou
individus en quintile ou quartile de revenu, la population étant classée par niveau croissant de
revenu (les premiers quintiles ou quartiles correspondant aux ménages ou individus
considérés comme les plus pauvres, et les derniers à ceux qui sont les plus riches). Or, il parait
clair que cette façon d’identifier les pauvres comporte des limites dues à la dimension relative
de sa définition. L’inconvénient majeur étant que la pauvreté peut varier et changer d’état ou
de nature à l’intérieur de la communauté ou du groupe social sur lequel porte l’étude ; elle
peut ainsi se retrouver dans n’importe quelle strate d’une société, tant au sein des populations
vraiment « démunies » que parmi celles disposant d’un niveau de vie élevé. De plus, avec une
telle procédure, la pauvreté mesurée d’un individu quelconque dépend plus du sous groupe
auquel il se trouve appartenir et non pas uniquement de son niveau de vie, comme cela devrait
être le cas : en effet, contrairement à la définition « absolue », le seuil de pauvreté relatif n’est
pas constant dans le temps ni dans un espace déterminé (Ravallion, 1996). Une telle méthode
possède également une certaine part d’arbitraire, liée au fait qu’il n’est pas évident de savoir
quel percentile doit être utilisé comme seuil, et que la stratification des ménages en groupes
de niveau de vie devient dès lors dépendante du choix du seuil fait par l’analyste.
De plus, comme nous l’avons déjà mentionné, la « qualité » n’étant pas prise en compte, les
résultats de ces études ont pu être faussés par l’omission de cette variable pertinente.
3.2 Prise en compte de l’effet de la qualité des soins sur l’utilisation des services de santé
Ces nouveaux résultats marquent une véritable évolution entre les études ayant conclu à une
absence d’effet statistiquement significatif des prix sur la demande de santé (même en ce qui
21

concerne les plus pauvres), et celles citées précédemment et qui ont, dans leur grande
majorité, montré l’existence d’un effet négatif des augmentations de prix sur l’utilisation des
soins, en particulier pour les populations les plus pauvres.
Cette mutation est à l’origine d’une nouvelle génération d’études sur la demande de santé,
marquée par de fortes présomptions d’existence d’interactions étroites entre les coûts et la
qualité des services dispensés. Cette autre génération d’études tente de démontrer que
l’impact négatif du recouvrement des coûts ou de la participation financière des usagers peut
être compensé (au moins en partie) par un réinvestissement des fonds recouvrés à des fins
d’amélioration de la qualité des prestations de soins et des services offerts (Ellis et Mwabu,
1991 ; Abel-Smith et Rawal, 1992 ; Lavy et Quigley, 1993 ; Litvack et Bodart 1993 ;
Wouters, 1993 et 1995 ; Mwabu et al, 1993 ; Lavy et Germain, 1994 ; Diop et al., 1995 ;
Weaver et al, 1996 ; Akin et Hutchinson, 1999 ; Sahn, 2000 ; Mariko, 2002 ). En d’autres
termes, la qualité jouerait un rôle essentiel dans les décisions d’utilisation des soins par les
patients et influencerait positivement la demande de soins en présence d’une hausse des coûts,
en contrôlant pour l’effet de divers facteurs. Ces auteurs considèrent qu’il n’est pas juste de
d’étudier l’impact des tarifs sur la demande de soins sans tenir compte des améliorations
concomitantes de la qualité des soins, l’omission de la variable « qualité » dans le modèle de
demande de soins pouvant conduire à des résultats biaisés. Selon ces études, c’est l’analyse
simultanée de ces deux variables qui permet de conclure quant à l’impact sur l’équité d’accès
aux soins de la politique de recouvrement des coûts. L’hypothèse faite est qu’en introduisant
des tarifs mais en améliorant dans le même temps la qualité des services sanitaires, ces
derniers seront en mesure d’ attirer davantage les individus les moins fortunés, et par
conséquent d’améliorer en définitive l’équité d’accès.
Déjà, Mwabu et Mwangui (1986), dans une étude réalisée au Kenya, examinent deux
stratégies en relation avec le contexte dans lequel leur étude a été réalisée. La première
stratégie consiste à supposer que les ressources supplémentaires obtenues grâce à une
augmentation des tarifs dans les services publics de santé ne s’accompagnent pas d’une
amélioration de la qualité. Les résultats de l’analyse de cette stratégie concluent que la
demande de soins pour les services des cliniques publiques, des missions et des pharmacies
est très sensible à un changement de prix. A contrario, la demande de soins pour les services
des hôpitaux publics, des cliniques privées et des tradithérapeutes sont tout à fait inélastiques.
La seconde stratégie examinée par les auteurs tient compte du fait que les gains obtenus suite
22

à une augmentation des tarifs dans les services publics sont utilisés pour améliorer la qualité
de ces mêmes services : les auteurs observent que l’impact d’une telle stratégie conduirait les
patients à orienter davantage leurs recours vers les cliniques publiques et les missions. Ainsi,
l’introduction d’un système de tarification dans le secteur public des soins de santé associé à
un réinvestissement des revenus générés pour en améliorer la qualité, s’accompagnerait d’un
accroissement de la demande de services dans les formations sanitaires publiques. En
revanche, dans l’hypothèse où les ressources supplémentaires acquises par les formations
sanitaires ne seraient pas réinvestis à des fins d’amélioration de la qualité des services
dispensés, les observations concluent à une diminution de la demande. En définitive, Mwabu
et Mwangui (1986) concluent que l’adoption de la première stratégie aurait pour conséquence
une diminution du surplus du consommateur, alors que la mise en place de la seconde
conduirait à une hausse globale de l’utilisation des services.
Ellis et Mwabu (1991) ont analysé la relation entre la « propension à payer » des patients et la
qualité des soins médicaux, au Kenya, suite à une enquête réalisée auprès des ménages ainsi
que des formations sanitaires. Leurs résultats montrent que la qualité des formations sanitaires
influence fortement les choix, favorise le recours aux soins et que les utilisateurs sont disposés
à payer pour une amélioration de cette qualité, en l’occurrence si la qualité observée dans les
dispensaires publics était amenée au même niveau que celle des centres de santé privés. Les
auteurs trouvent une relation positive entre le revenu et le recours aux soins, suggérant que les
traitements curatifs sont des biens « normaux » ; ils observent également que cette demande
de soins est élastique aux prix.
Litvack et Bodart (1993) dans une étude de cinq formations sanitaires au Cameroun observent
que l’introduction de la tarification dans les services publics ne s’accompagnant pas d’une
amélioration de la qualité de ces services a des effets négatifs pour les classes à revenus
faibles. Mais, ils trouvent aussi que des améliorations en qualité (notamment une plus grande
disponibilité des médicaments) peuvent annuler l’impact négatif des augmentations de tarifs,
et que, lorsque la qualité est contrôlée, le quintile de revenu le plus bas est moins sensible aux
augmentations de prix que les autres groupes. En d’autres termes, la probabilité de recours
aux soins par les plus démunis (quintile le plus bas) a augmenté, en parallèle aux
améliorations de la qualité des soins, à un taux proportionnellement plus élevé que le reste de
la population, en particulier, par rapport aux plus aisés. Les auteurs démontrent même, dans
cette expérience menée au Cameroun, que l’effet de la qualité sur la demande est plus
23

important que l’effet des prix. Des résultats semblables ont été notés par Diop et al (1995) au
Niger.
Mwabu et al (1993) ont mené une étude dans un district rural de l’Est du Kenya, à Méru. Ils
se sont interrogés sur la relation particulière qui existe entre prix et qualité des soins, en
examinant les effets d’une amélioration de la qualité des services offerts, associée à une
augmentation des tarifs, sur la demande. Les auteurs ont trouvé que les facteurs de qualité
utilisés dans leur étude sont significatifs et que l’impact du prix diminuait en présence de
l’amélioration de la qualité, en particulier pour la disponibilité d’une large gamme de
médicaments. Ils arrivent au résultat qu’une augmentation des tarifs (de 0 à 10 unités
monétaires) associée à un doublement du nombre de médicaments disponibles dans les
formations sanitaires publiques, accroîtrait la probabilité de choix des centres de santé publics
de 13.1%, ainsi que de celles des autres alternatives (21.7% pour les centres confessionnels,
22.3% pour les centres privés). Dans cette étude, les auteurs n’ont pas analysé l’impact de
cette tarification sur les individus pouvant être considérés comme les plus défavorisés, ou les
plus contraints financièrement.
Lavy et Germain (1994) ont trouvé pour le cas du Ghana, que les facteurs de qualité
(disponibilité de médicaments, personnel, infrastructures, services) utilisés dans leur étude
sont significatifs et ont des effets positifs sur le choix des filières de soins : c’est la
disponibilité des médicaments qui attire davantage l’attention des ménages que les autres
facteurs de qualité. Ils ont également démontré que l’impact du prix par rapport à la
distribution du revenu diminuait en présence de l’amélioration de la qualité. Les coefficients
d’estimation des deux modèles de demande sans et avec amélioration de la qualité sont
respectivement – 0,11 et – 0,08.
Abel-Smith et Rawal (1992) et Weaver et al (1996) ont réalisé des études respectivement en
Tanzanie et au Centrafrique. Dans ces articles, les auteurs utilisant la méthode d’Evaluation
Contingente demandaient aux patients ce qu’ils étaient prêts à payer si certains aspects de la
qualité étaient améliorés à l’avenir. Ils constatent que les patients étaient prêts à payer des
améliorations de la qualité, particulièrement pour la disponibilité d’une large gamme de
médicaments, et que ce montant était relativement important. Même les populations rurales
(considérées comme celles ayant le niveau de vie le plus bas) ont manifesté une forte intention
de payer l’amélioration des services.
24

Plus récemment, Mariko (2002), suite à une enquête réalisée sur un échantillon représentatif
de la ville de Bamako, a utilisé un modèle Logit multinomial emboîté pour étudier le choix
entre six alternatives de soins. L’auteur observe d’abord qu’une augmentation du prix des
traitements, la qualité restant inchangée, contribuerait à diminuer l’utilisation des formations
sanitaires. Ces résultats indiquent aussi que l’omission de variables de qualité produit un biais
dans l’effet de la variable « prix », et que toute décision mettant l’accent sur l’amélioration de
la qualité (approvisionnement régulier en médicaments essentiels génériques, formation et
sensibilisation du personnel médical) augmenterait considérablement la demande même en
cas d’ accroissement sensible des tarifs des prestations. Par exemple, il trouve qu’un
doublement du nombre de médicaments dans les dispensaires conduit à accroître la demande
de 35%. Quant à la variable « revenu », elle a un coefficient significativement positif pour les
formations sanitaires privées lucratives, et négatives pour celles à but non lucratives ; par
contre, le revenu n’a pas d’effet significatif sur la probabilité de recourir aux soins des
hôpitaux et dispensaires publics. Dans son étude, l’auteur a utilisé des indicateurs indirects de
revenu obtenus à partir de scores attribués aux caractéristiques du patrimoine du ménage ainsi
que celles liées à ses conditions de vie. Le travail de Mariko (2002) présente néanmoins le
défaut de ne pas avoir examiné le rôle de la qualité dans la demande ou l’utilisation des
services de santé par certaines couches sensibles de la population, en particulier les couches
les plus défavorisées financièrement.
Il existe d’autres preuves empiriques que la qualité est importante pour stimuler la demande
des services de soins de santé, et que des améliorations en qualité peuvent réduire ou
compenser l’effet négatif de l’introduction ou de l’augmentation des tarifs. Nous citerons pour
exemples les travaux de Wouters (1993, 1995) au Niger, ainsi que de Leighton et Diop (1995)
au Sénégal, de Akin et Hutchinson (1999) au Sri Lanka et de Sahn (2000) en Tanzanie. La
Banque Mondiale (1993, 1994) cite volontiers la longue expérience des services de santé
offerts par les missions religieuses qui fournissent des preuves quant à la disposition des
populations à payer pour des soins de bonne qualité.
Pourtant, d’autres travaux soulignent que ce rôle compensateur que l’on attribue à la qualité,
par rapport à l’effet négatif de l’augmentation des tarifs sur le recours aux soins ne serait pas
systématique, mais dépendrait de différents paramètres tels que l’ampleur des hausses de
coûts et les composantes de la qualité concernés par ces hausses, comme cela a été observé au
25

Zaïre (Haddad et Fournier 1995 ; Fournier et al., 1997 ). De même au Niger, l’amélioration de
la qualité n’a pas empêché la baisse d’utilisation des soins par le quartile de revenu le plus bas
de – 32,4% dans l’arrondissement de Say (où l’on pratiquait un paiement par épisode de
maladie), tandis que leur utilisation a plus que doublé dans l’arrondissement de Boboye ( où
l’on pratiquait un système de financement social par taxe plus un co-paiement en fonction de
l’age du patient) [Bitran, 1995].
Dans cette génération d’études empiriques prenant en compte le rôle de la qualité dans la
demande des services de santé, peu de travaux tiennent compte de la réaction des différentes
catégories de la population face à une hausse du prix associée à une amélioration de la qualité.
Et comme la plupart de ces études ont laissé de coté la stratification de la population en
différentes classes de revenu, elles ne tranchent pas avec certitude, ni de façon objective, sur
l’hypothèse que l’effet qualité peut totalement compenser l’effet négatif de la facturation de
l’usager sur l’accès aux soins des catégories de la population pouvant être considérées comme
les plus « pauvres ». Le cas échéant, la question de la difficulté de l’identification et de la
classification de ce groupe de la population demeure encore, de la même façon que
précédemment, en ce sens que les critères d’identification ne sont pas bien établis, ainsi que
les caractéristiques à prendre en compte pour définir ce qu’est un « pauvre ».
La plupart de ces études laissent donc encore entrevoir des insuffisances, liées à leur façon
d’identifier ceux dont l’aptitude à payer et les moyens financiers sont limités. Leur grande
faiblesse tient à leur inaptitude à mettre en évidence des modèles ou méthodes connus et testés
d’identification des personnes ou des ménages ayant une capacité limitée à payer les
prestations. En effet, aucun des critères d’identification utilisé par les différents auteurs, ne
reposent sur une définition préalable du concept de « pauvreté », ni même sur une évaluation
concrète et crédible de la pauvreté, dans le sens où il n’existe pas un niveau de vie
prédéterminé et bien défini qualifié de « seuil de pauvreté » et qu’une personne doit avoir
atteint pour ne pas être considérée comme « pauvre ».
Section 4 : Inélasticité ou Elasticité de la demande par rapport au
prix ? Réalités ou choix méthodologiques.
Comme nous venons de le voir, la littérature empirique existante sur la demande de soins dans
les pays en développement présente une image assez contradictoire sur la tarification et son
26

impact sur la fréquentation des services. Les résultats obtenus des différents travaux sont en
effet pour le moins mitigés. Autant la divergence des résultats des études pionnières pouvait
découler de choix théoriques différents, autant les études suivantes sont restées
contradictoires, alors même qu’elles se réclament toutes de semblables fondements
théoriques, à savoir ceux empruntés au modèle de Gertler et al (1987, 1990). Dès lors, la
variabilité des résultats empiriques ne peut être attribuée qu’à une variabilité réelle des
comportements dans des groupes de population divers, ou à des choix méthodologiques dans
l’application, notamment économétrique, du modèle de référence.
4.1 Des terrains d’application variés
La quasi totalité des études reposent sur des enquêtes transversales, parfois auprès des
ménages, et certaines ont été complétées par des enquêtes auprès des établissements
sanitaires. Bien que certaines précisent que leurs échantillons ont été choisis de manière
aléatoire, souvent par tirage stratifié (Akin et al., 1986, 1995 ; Mwabu et al., 1986, 1993 ;
Ellis et al., 1994 ; Juillet, 1999 ; Perrin, 2000 ; Mariko, 2002 ), beaucoup de travaux sont
fondés sur des échantillons non randomisés et non contrôlés, qui ne sont pas représentatifs de
la population étudiée (Mwabu et al., 1986 ; Chernichovsky et Meesook, 1986 ; Ellis et al.,
1994 ; Akin et al., 1995 ; .Diop et al., 1995 ; Bolduc et al., 1996). Dès lors, la comparabilité
des résultats s’avère problématique puisque les résultats ne peuvent pas être rapportés à la
population générale.
Par ailleurs, même si la méthode d’échantillonnage et les caractéristiques de la base de
sondage mises en œuvre pour obtenir les données utilisées sont souvent semblables, certaines
enquêtes ont lieu auprès des seuls utilisateurs échantillonnés sur les lieux de dispensation des
services (Akin et al., 1999 ; Sahn, 2000). Or ces seuls utilisateurs interrogés à un temps donné
(et ne correspondant pas forcément à l’ensemble des utilisateurs potentiels) ne sont pas
représentatifs de la population malade de la zone étudiée. Ce type d’enquête ne prend donc
pas en compte les comportements des individus souffrant d’un épisode morbide qui n’ont pas
engagés de démarche de recours aux structures sanitaires. Dans la mesure où ces non recours
peuvent également être une expression du comportement des individus en réaction à l’état de
l’offre sanitaire, les omettre de fait de par la procédure d’échantillonnage peut entraîner un
biais de sélection non négligeable.
27

A cela il faut ajouter que les études regroupent souvent des espaces géographiques plus ou
moins importants qui peuvent aller du niveau local au niveau régional et/ ou national avec des
caractéristiques de l’offre très différentes selon le niveau. De plus, les études portent sur des
populations hétérogènes sur le plan des caractéristiques socioéconomiques et socioculturelles
qui peuvent être soit exclusivement rurales (Akin et al., 1995 ; Dor et al., 1987 ; Gertler et al.,
1987 ; Gertler et al., 1990 ; Lacroix et al., 1994 ; Litvack et Bodart, 1993 ; Mwabu et
Mwangui, 1986 ; Mwabu et al., 1993 ; Sauerborn et al., 1994 ; Dow, 1996 ; Bolduc et al.,
1996 ; Audibert et Mathonnat, 1999), soit urbaines (Bitran et al., 1993 ; Ellis et al., 1994 ;
Juillet, 1999 ; Perrin, 2000 ; Mariko, 2002 ) ou encore rurales et urbaines mélangées (Akin et
al., 1986 ; Chernichovsky et al., 1986 ). Il parait donc encore difficile de comparer des
comportements de consommations de soins de santé des pays entre des pays aux structures de
répartition de revenu très différentes et où les systèmes de santé existants peuvent être très
différents (il existe par exemple des pays où il y a une segmentation totalement étanche des
populations et des systèmes de santé, avec un système totalement gratuit pour les plus pauvres
et un système privé avec assurance maladie privée).
Parmi l’ensemble des études, certaines ont étudié les conduites thérapeutiques de populations
particulières (enfants, femmes, patients hospitalisés, accouchements) [Akin et al., 1995], et
/ou se sont également basées sur des types de services différents (préventifs, ou curatifs). Or,
les comportements ou déterminants de la demande de santé (notamment l’impact des tarifs)
peuvent être différenciés selon qu’il va s’agir de soins curatifs, préventifs ou encore d’autres
soins plus particuliers comme les hospitalisations, les soins pédiatriques ou les
accouchements. Cela rend difficile la comparaison des résultats et peut expliquer pour partie
les divergences de résultats observées.
Une autre raison pouvant expliquer l’hétérogénéité des résultats obtenus concerne les
différences dans les types de structures étudiées (hôpitaux ou structures de soins primaires par
exemple), l’impact de l’introduction des tarifs pouvant être différente d’une structure à
l’autre. Les recherches ne se sont pas toutes intéressées aux demandes des mêmes services de
santé, et l’ensemble des services disponibles n’a presque jamais été pris en compte. Akin et al
(1986) ont étudié les recours aux secteurs publics modernes, privés modernes, et traditionnels.
Chernichovsky et al (1986) ont analysé les recours aux sages femmes ou autres professionnels
paramédicaux, aux médecins et aux tradithérapeutes. Mwabu et al (1986), Dor et al (1987),
Gertler et al (1988, 1990) et Dow (1996) tiennent compte dans leur étude des cliniques
28

publiques, des hôpitaux (soins externes), et de l’automédication. Lavy et Germain (1994) ont
étudié les consultations à l’hôpital en distinguant les hospitalisations et les autres recours à
l’hôpital ; l’ensemble des recours analysé comprend également les soins recherchés dans les
dispensaires, les recours aux pharmacies, aux cliniques, et enfin une catégorie « autre soins »
dans laquelle les auteurs placent les recours à l’automédication. Si Bitran et al (1993), Litvack
et al (1993), Ellis et al (1994) n’ont analysé que les services de santé qui pourraient être
définis comme appartenant au service sanitaire moderne, les premiers auteurs se sont
intéressés aux services délivrés dans les formations publiques, privées ainsi que dans les
centres de sécurité sociale, alors que les seconds, dans leur analyse ont restreint leur champ
d’études en ignorant tout ce qui n’est pas centres de santé publics pratiquant une politique de
recouvrement des coûts ; quant à Ellis et al (1994) , ils se sont concentrés autant sur les
formations hospitalières et non hospitalières de leur zone d’études que sur les formations
privées caritatives. Mais Bitran et al (1993) n’ont tenu compte que des visites rendues à un
médecin. Sauerborn et al (1994) opposent les recours à un professionnel de la santé à tous les
comportements qui consistent à ne pas rechercher les soins auprès d’un professionnel. Bolduc
et al (1996) analysent les recours à l’automédication, aux hôpitaux, aux centres de santé
communaux, et aux cliniques privées. Akin et al (1995) examinent les structures publiques et
privées, ainsi que l’automédication. Audibert et al (1999) ont retenu trois types de recours
dans leur estimation finale, à savoir l’automédication, le recours à une structure moderne
(hôpital et secteur non hospitalier) et le recours aux tradipraticiens. Non seulement les études
divergent donc sur le type de recours étudiés mais aucune ne considère le spectre de l’offre de
soins dans son ensemble ce qui peut conduire à passer à côté de divers phénomènes de
complémentarité ou de substituabilité entre les types de services, ceci d’autant que le
recouvrement des coûts peut affecter différemment la demande de soins selon les segments
concernés de l’offre.
4.2 Des choix méthodologiques variés
Le choix de la population et les techniques d’échantillonnage mises en œuvre n’expliquent
pas à eux seuls l’hétérogénéité des résultats observés. La nature des variables utilisées et les
techniques d’estimations peuvent aussi avoir un impact sur les résultats.
4.2.1 Une variable « prix » non homogène
29

La variable déterminante dans les études portant sur la demande dans les PED est la variable
« prix » puisque l’attention a toujours été focalisée sur les effets des prix des services sur la
demande de soins. Pour l’approcher, certains auteurs utilisent des coûts totaux correspondant
à des dépenses de santé dont les montants sont obtenus en multipliant les tarifs par les
quantités consommées (Heller, 1982). D’autres utilisent simplement les prix officiels en
vigueur dans les centres considérés (Mwabu, 1993 ; Litvack et Bodart, 1993) : or une telle
mesure n’est pas satisfaisante, car elle n’incorpore pas l’éventualité de l’existence de dépenses
liées aux prix des examens complémentaires et des médicaments. Les coûts doivent inclure
les dépenses pour les honoraires et les traitements, et les coûts de transport.
Lavy et Germain (1994) ne tiennent compte que des honoraires et excluent de leur analyse le
coût des médicaments, au motif qu’il « n’est pas connu ex-ante par le malade pour lui
permettre d’effectuer une comparaison entre les modes de traitement ». D’autres auteurs, ne
disposant pas d’informations directes sur les prix, intègrent dans leur modèle des mesures
indirectes ou des variables équivalentes. Par exemple, Chernichosky et al (1986), évaluent une
relation prix- hédonique laquelle fournit une estimation des coûts relatifs directs des services
en reliant l’utilisation de chaque service particulier aux dépenses des ménages. Bolduc et al
(1996) estiment également des équations hédoniques de prix, en fonction des variables
susceptibles d’expliquer les différences de prix payé par chaque individu. Cependant, cette
méthode comporte un défaut lié au fait que les variables explicatives de prix se trouvent être
aussi les variables explicatives de la demande de soins de santé : cela pose un problème de
simultanéité dans l’estimation de la probabilité de décision, du fait que le prix devient
endogène. Or, le modèle théorique retient les « prix » comme variable explicative parce qu’ils
sont censés être indépendants du comportement des individus, et donc de la décision de choix.
Gertler et al (1987, 1988, 1990), Dor et al (1987), Dow (1996) et Sahn (2000) approchent leur
variable « prix » par la mesure du coût d’opportunité calculé en multipliant le temps de trajet
entre le domicile du malade et le lieu de consultation choisi, par le taux de salaire en vigueur
dans la communauté.
4.2.2 Des modèles économétriques variés
La totalité des études susmentionnées portant sur la demande de soins, ont cherché à estimer
l’impact de l’introduction ou de l’augmentation des tarifs sur les probabilités qu’un individu
30

malade choisisse un type de service donné parmi un nombre donné d’alternatives. Leur
objectif était d’expliciter les choix d’individus confrontés à différentes alternatives
thérapeutiques. Dans ce cadre, elles ont toutes utilisé un modèle de choix discret pour leur
analyse, à l’exception du travail de Heller (1982). Cette utilisation n’a pas été sans
conséquence.
Dans la quasi totalité des études appliquées aux PED, les auteurs ont tous [excepté Dow
(1996), et Akin et al (1998)] estimé une fonction d’utilité conditionnelle. C’est à dire que
l’estimation de la demande de soins de santé est toujours conditionnée à l’état morbide, donc
réalisée sur des échantillons d’individus malades. Or cette démarche est susceptible de
produire une sélection non aléatoire des individus malades, sélection susceptible de causer des
biais lors de l’estimation des élasticités du modèle de demandes de soins de santé curatifs sur
l’échantillon des seuls malades (Heckman, 1984). Ce problème étant rarement discuté et testé
dans la littérature, aucuns des auteurs n’a procédé à une éventuelle correction de ce biais de
sélection. Pourtant Dow (1996) et Akin et al (1998) ont montré l’intérêt qu’il y a à considérer
non plus uniquement les individus malades, mais aussi d’introduire dans l’analyse l’ensemble
des demandes nulles (représentant les individus en bonne santé). Dow (1996), dans son étude
des déterminants d’une demande inconditionnelle de soins aboutit à la principale conclusion
que les élasticités- prix de demande conditionnelle sont supérieures à celles de demande non
conditionnelle.
Certains auteurs ont estimé une fonction de demande de soins de santé dans laquelle ils
supposaient que l’individu malade faisait face à deux alternatives au maximum : « se soigner
dans le secteur moderne » ou « ne pas se soigner avec la médecine moderne ». Et, pour
estimer la probabilité qu’un individu choisisse entre l’une des deux modalités existantes, les
auteurs ont eu recours à un modèle Logit binomial ou binaire (Chernichovsky et Meessok,
1986 ; Litvack et Bodart 1993 ; Sauerborn et al., 1994 ; Barlow et Diop, 1995). Or, la réalité
offre un large spectre de soins (dépassant très généralement deux options) dont il est
important de tout considérer (au risque de créer un biais dans l’estimation), chaque catégorie
de service renvoyant à des comportements différents des consommateurs et donc à
l’expression de demandes différentes. Pour l’étude de Chernichovsky et Meessok (1986) en
particulier, cette dernière trouve sa limite dans le fait que les auteurs utilisent un modèle de
régression linéaire pour expliquer des variables dépendantes dichotomiques. Or, une telle
procédure est inappropriée, car l’utilisation des techniques d’inférence par moindres carrés
31

(MCO ou MCG) n’est pas valable dans le cas où la variable dépendante est binaire (c’est à
dire prenant la valeur 1 ou 0) [Jonhson, 1988 ; Gourieroux, 1989], l’interprétation des
paramètres estimés n’ayant aucune signification.
Dans les cas où plus de deux alternatives sont considérées, les auteurs ont eu recours à des
modèles à choix discrets multinomiaux (Logit multinomial simple, Logit multinomial
emboîté, Probit multinomial).
Le modèle multinomial Logit a été utilisé par Akin (1986), Mwabu et Mwangui (1986), Dor
et Van der Gaag (1988), Mwabu et al. (1993), Li (1996) et Perrin (2000), cette dernière ayant
utilisé un Logit multinomial conditionnel. La principale limite de ce type de modèle est
l’hypothèse sous-jacente d’ « indépendance de l’alternative non pertinente », ordinairement
appelée dans la littérature anglo-saxonne « Irrelevant Independant Alternative ». Ce modèle
suppose que la corrélation entre les termes d’erreurs des fonctions d’utilité indirecte est nulle
(Maddala, 1983 ; Greene, 2000). Elle suppose donc que le rapport des probabilités entre deux
alternatives est indépendant de l’ensemble des autres alternatives disponibles. Autrement dit,
le rapport de substitution entre deux services dont les individus peuvent disposer ne tient
compte que des caractéristiques de ces deux services, sans qu’entre en ligne de compte les
caractéristiques des autres services. Par conséquent, la décision de choisir entre deux services
considérés serait supposée indépendante, donc séparable, des caractéristiques de l’ensemble
des autres services. Il s’agit bien d’une hypothèse restrictive dont la conséquence est que les
élasticités croisées par rapport à une variable donnée sont égales pour tous les modes de soins.
Par exemple, si un malade a le choix entre trois modes de soins, l’automédication, le privé et
le public, une augmentation de 1% du prix dans les services publics réduirait d’un
pourcentage identique la probabilité de recourir à l’automédication ou aux centres de soins
privés. Le choix d’un tel modèle paraît donc non approprié dans le cas ou il existe différents
degrés de complémentarité ou de substituabilité entre les diverses alternatives considérées, car
il ignore la possibilité de substitution entre les alternatives.
Pour remédier à ces problèmes, deux solutions sont proposées dont la première consiste à
chercher une formulation logistique mieux adaptée, telle que la formulation du modèle
multinomial Logit emboîté, laquelle autorise une possibilité de dépendance des variables. Elle
a été utilisée par Gertler et al. (1987, 1988, 1990), Dor et al (1987), Bitran et al. (1993), Juillet
(1999), Sahn (2000), et Mariko (2002). Cependant, elle ne résout pas complètement le
32

problème de l’hypothèse d’ « Indépendance de l’Alternative non Pertinente », car si cette
dernière est levée entre des choix appartenant à différents niveaux de l’arbre de décision, elle
reste quand même maintenue entre des choix appartenant à un même niveau, ou sous
ensemble. De plus, ce modèle ne permet pas qu’une même variable explicative soit retenue
comme déterminant de plusieurs recours, ou d’une étape à l’autre (d’un niveau d’emboîtement
à l’autre).
La deuxième solution proposée consiste à choisir une loi pour les utilités telle que l’hypothèse
d’ « Indépendance des Alternatives non Pertinentes » ne soit pas toujours satisfaite. C’est ce
qui est fait dans le modèle Probit multinomial, qui évite d’emblée le problème que pose
l’hypothèse IIA. Il permet toutes les corrélations et formes de substitution possibles entre les
termes d’erreurs d’une part, et les alternatives d’autre part. Bolduc et al (1996), dans leur
étude des déterminants du lieu de traitement des patients provenant d’un milieu rural du
Bénin, estiment un modèle à choix discret du type Logit Multinomial (ML) et Probit
multinomial (PM) ; leurs résultats d’estimation montrent que les élasticités obtenues à partir
du PM sont différentes de celles obtenues par LM.
Il ressort donc de cette réflexion que la méthodologie utilisée (choix de la variable prix et
choix du modèle économétrique) auquel sont associées des hypothèses économiques
particulières relatives au comportement des malades n’est pas neutre par rapport aux résultats
trouvés, et donc, peut entraîner les décideurs à opter pour des stratégies de santé ayant un
impact opposé à celui qui serait recherché.
Conclusion
La littérature existante sur la demande de soins dans les pays en développement (notamment
sur la tarification et son impact sur la fréquentation des services) contient des informations en
définitive clairsemées sur la réaction aux prix. Alors que certains ont avancé que les prix
avaient peu d’effet sur l’utilisation des services de santé, d’autres ont suggéré que c’était le
phénomène contraire que l’on observait mais que l’impact négatif du prix peut être réduit,
voire compensé par des améliorations de qualité de services offerts. Audibert et Mathonnat
(1999) font même part d’un effet significatif et positif du prix sur la demande de soins, alors
que Haddad et Fournier (1995) et Fournier et al. (1997) contestent même l’idée qu’une
33

amélioration de la qualité des services dispensés dans les formations sanitaires pourrait en
quoi que ce soit compenser l’effet négatif du prix sur la demande.
Cette variabilité des résultats sur l’élasticité peut d’une part être liée aux modèles
économétriques utilisés, et d’autre part au fait que les enquêtes sur lesquelles les études se
fondent ont été conduites indépendamment les unes des autres, à l’aide de questions
formulées de diverses manières sur les prix et l’utilisation des prestations de santé et sur la
base de différentes périodes et zones de référence. En conséquence, aucune comparaison ne
serait appropriée, et il est très difficile de savoir si les résultats divergents observés résultent
d’une réalité des comportements de demande de soins ou s’il s’agit de divergences
méthodologiques dans l’analyse de ces comportements ? A ce stade, il apparaît clairement que
l’on ne peut pas trancher, alors même que ces résultats ont des implications importantes sur
les politiques de santé dans les PED.
Il ressort néanmoins de cette réflexion qu’il serait souhaitable de conduire de nouvelles
recherches en utilisant les mêmes méthodes de collecte et d’analyse de données afin de
pouvoir faire des comparaisons adéquates. Il conviendrait également d’améliorer la
formulation des questions et la standardisation des réponses avant que des comparaisons ne
prennent sens, et de s’appuyer sur des techniques d’analyses validées ( c’est à dire, celles qui
permettent d’éviter une situation dans laquelle on aurait aucune idée de la fragilité réelle des
conclusions face aux données et aux hypothèses sur lesquelles elles reposent) pour répondre
aux questions soulevées par les résultats mitigés observés.
En ce sens, des efforts sont encore nécessaires pour améliorer significativement les acquis. La
réflexion menée sur l’analyse théorique et empirique de l’étude de la demande de soins dans
les PVD gagnerait à mieux définir un cadre général dans lequel l’équité puisse être intégrée à
l’objectif d’efficacité, de sorte que le changement induit par une action (ici l’introduction ou
l’augmentation de la tarification des soins) ne se fasse au détriment d’aucun agent. Il faudra
pour cela à l’avenir commencer par réfléchir soigneusement aux effets de la tarification des
soins sur l’utilisation des services de santé par les plus démunis, en tenant compte de la
question de l’accès aux soins des « pauvres » et en surmontant les difficultés d’ordre
sémantique et technique liées à leur identification. Les résultats mitigés qui accompagnent les
études de demande de soins dans les PED pourraient également être améliorés par une
meilleure prise en compte de l’ensemble des spécificités du marché de la santé, c’est à dire de
34

la pluralité des ressources sanitaires existantes et de leurs éventuelles complémentarités, et de
l’ensemble des conduites thérapeutiques potentielles (automédication, soins modernes, soins
traditionnels, secteur informel). Ceci permettra d’une part à l’individu d’exprimer son
comportement d’utilisation dans le pluralisme des systèmes existants ( et non pas limiter son
choix en matière de santé) et d’autre part, permettre de mesurer l’impact des tarifs sur
l’ensemble de la demande (toutes alternatives considérées). Enfin, il faudra estimer les
différentes configurations de modèles à choix discret (Logit multinomial simple, Logit
multinomial emboîté, Probit multinomial), afin de saisir si les résultats sont liés aux
contraintes liées au terrain d’application ( autrement dit aux spécificités de chaque pays ou
zone d’études), ou aux interprétations qui peuvent être faites à partir des résultats obtenus
grâce aux modèles. Le cas échéant, utiliser le modèle le plus solide sur le plan théorique, et
qui ne soit contraint d’aucune restriction, en l’occurrence le Probit multinomial.
Biographie des auteurs
Jean-Paul MOATTI est Professeur à l’Université de la Méditerranée (Faculté de Sciences
Economiques) et Directeur de l’INSERM (u-379).
Stéphane LUCHINI est chargé de recherche au CNRS, rattaché au GREQAM et membre
associé de l’IDEP (Institut d’Economie Publique).
Boubou CISSE est doctorant en économie à l’Université de la Méditerranée (Aix- Marseille
2).
35

BIBLIOGRAPHIE
ABEL-SMITH B., RAWAL P. 1992. Can the Poor Afford Free Health Services ? A Case of
Study in Tanzania. Health Policy and Planing, Vol.7, n°4, p.329-341.
ACTON J.P. 1975. Non monetary Factors in the Demand for Medical Services : some
empirical evidence. Journal of Political Economy, Vol.83, p.595-614.
AKIN J.S., HUTCHINSON P. 1999. Health Care Financing Choice and the Phenomenon
of Bypassing. Health Policy and Planing, Vol.14, n°2, p.135-151.
AKIN J.S., GRIFFIN C.G., GUILKEY D.K., POPKIN B.M. 1981. The Demand for Child
Health Care in the Philippines. Social Science and Medicine, Vol.13C, p.249-257.
AKIN J.S., GRIFFIN C.G., GUILKEY D.K., POPKIN B.M. 1986b. The Demand for
Primary Health Care Services in the Bicol Region of the Philippines. Economic
Development and Cultural Change, Vol. 344, p.755-782.
AKIN J.S., GRIFFIN C.G., GUILKEY D.K., POPKIN B.M. 1986a. The Demand for Adult
Outpatient Services in the Bicol Region of the Philippines. Social Science and Service, Vol.
22, n° 3, p.321-328.
AKIN J.S., GUILKEY D.K., and DENTON E.H. 1995. Quality of Services and Demand for
Health Care in Nigeria: A Multinomial Probit Estimation. Social Science and Medicine,
Vol.40, n° 11, p.1527-1537.
AKIN J.S., GUILKEY D.K., HUTCHINSON P.L., McINTOSH M.T. 1998. Price Elasticities
of Demand for Curative Health Care with Control for Sample Selectivity on Endogenous
Illness: an Analysis for Sri Lanka. Health Economics, Vol.7, n°6, p.509-531.
ALBAN T. 2000. Économétrie des variables qualitatives. Editions Dunod, Paris, 179 p.
ALDERMAN H., LAVY V. 1996. Household Responses to Public Health Services: Cost
and Quality Tradeoffs. World Bank Research Observer, Vol.11, n°1, p.3-22.
36

AUDIBERT M., MATHONAT J., NZEYIMANA I., HENRY M.C. 1999. The determinants
of health care demand amongst the Senoufo of the Cote d’Ivoire. Health and System
Science, Vol.2, n° 1/2, p.111-126.
ATKINSON T., GLAUDE M., OLIER L., PIKETTY T. 2001. Inégalités économiques.
Conseil d’Analyse Economique, Editions La Documentation française, 285 p.
BANQUE MONDIALE. 1994. Pour une meilleure santé en Afrique. Les leçons de
l’expérience. Banque Mondiale, Washington, D.C.
BARLOW R., DIOP F. 1995. Increasing the utilization of cost-effective health services
through changes in demand. Health Policy and Planning, Vol.10, n°3, p.284-295.
BECKER G.S. 1965. Theory of The Allocation of Time. Economic Journal, Vol.75, p.493-
517.
BENNETT S. 1992. Promoting the Private Sector : A Review of Developing Country
Trends. Health Policy and Planning, Vol.7, n°2, p.97-110.
de BETHUNE X., ALFANI S., LAYAHE J.P. 1989. The Influence of an Abrupt Price
Increase on Health Service Utilization: Evidence from Zaire. Health Policy and Planning,
Vol.4, n°1, p.76-85.
BITRAN R.A., McINNES D.K. 1993. The Demand for Health Care in Latin America.
Lessons for the Dominican Republic and El Salvador. EDI Seminar, n°46, 54 p.
BITRAN R.A. 1995. Efficiency and Quality in the Public and Private Sectors in Senegal.
Health Policy and Planning, Vol.10, n°3, p.271-283.
BOLDUC D., LACROIX G., MULLER C. 1996. The Choice of Medical Providers in Rural
Bénin : a Comparison of Discrete Choice Models. Journal of Health Economics, Vol.15, n°4,
p.477-498.
37

BRUNET-JAILLY J. 1989. Le financement de la santé dans les pays pauvres : recouvrer les
coûts ou les réduire ? dans L’économie sociale dans les pays en développement, Actes du
colloque des 9ième Journées d’Economie Sociale, Caen 28-29 Septembre, p.149-188.
BRUNET-JAILLY J (sous la direction de). 1999. Santé en Capitales : la dynamique des
systèmes de santé des capitales ouest-africaines. Abidjan, CEDA, 376 p.
CHERNICHOVSKY D., MEESOOK O.A. 1986. Utilization of Health Services in
Indonesia. Social Science and Medicine, Vol.23, n°6, p.611-620.
CHRISTIANSON J.B. 1976. Evaluating Location for Outpatient Medical Care Facilities.
Land Economics, Vol.52, n°3, p.299-313.
C.I.E. 1993. Argent et santé. Expériences de financement communautaire en Afrique. Actes
du Séminaire International, 24-27 Septembre 1991, Centre International de l’Enfance, Paris.
CORNIA G., JOLLY R., STEWART F. 1987. Adjustment with a Human Face : Protecting
the Vulnerable and Promoting Growth, Oxford, Clarendon Press.
CORNIA G., MKANDAWIRE T., VON DER HOEVEN R (sous la direction de). 1992.
L’Afrique vers la reprise économique: de la stagnation et l’ajustement au développement
humain, Economica, 421 pages.
CREESE A.L. 1991. User Charges for Health Care: a Review of Recent Experience. Health
Policy and Planning, Vol.6, n°6, p.309-319.
DAVIS K., RUSSELL L.B. 1972. The Substitution of Hospital Outpatient Care for
Inpatient Care. Review of Economics and Statistics, Vol.54, n°1, p.109-120.
DEATON A. 1999. Inequalities in Income and Inequalities in Health. NBER working paper
series, n°7141, p.1-37.
38

DEB.P., HOLMES A.M. 2000. Estimates of Use and Costs of Behavioural Health Care: A
Comparison of Standard And finite Mixture Models. Health Economics, Vol.9, n°6, p.475-
489.
De FERRANTI D. 1984. Stratégies pour le financement des services de santé dans les pays
en développement. Rapport trimestriel statistiques sanitaires mondiales, n°37, p.428-450.
De FERRANTI D. 1986. Paying for Health Services in Developing Countries : A Call to
Realism. World Health Forum, n°6, p.99-105.
DESCHAMPS J.P. 2000. Les enjeux de la santé publiques dans les PED. Médecine/
Sciences, n°16, p.1211-1217.
DIAKITE D. 1993. Quelques maladies chez les Bamanan. In : « Se soigner au Mali » (sous
la dir. J.BRUNET-JAILLY) :, Editions Karthala-Orstom, Paris, 1993.
DIOP F., YAZBECK A., BITRAN R. 1995. The impact of alternative cost recovery schemes
on access and equity in Niger. Health Policy and Planning, Vol.10, n°3, p.223-240.
DOR A., et al. 1987. Non Price Rationing and the Choice of Medical Care Providers in
Rural Cote d’Ivoire. Journal of Health Economics, Vol.6, p.291-304.
DOR A., VAN DER GAAG J. 1988. The demand for medical care in developing countries.
Quantity rationing in rural Cote d’Ivoire. LSMS Working Paper, n°35, The World Bank,
Washington.
DOR A., VAN DER GAAG J. 1993. Quantity Rationing and the Demand of Adults for
Medical Care in Rural Cote d’Ivoire. In Health Economics Research in Developing
Countries (A. MILLS, K.LEE, eds), Oxford University Press, p.193-213.
DOW W.H. 1996. Discrete choice estimation of price-elasticities: the benefit of a flexible
behavioural model of health care demand. Economic Growth Centre Discussion Paper,
n°739, Yale University, New Haven.
39

DOW W.H. 1996. Unconditional Demand for Health Care in Ivory Coast – Does Selection
on Health Status Matter ? LSMS Working Paper n°127, The World Bank, Washington D.C,
44p.
DOW W.H. 1999. Flexible Discrete Choice Demand Models Consistent with Utility
Maximisation : An Application to Health Care Demand. American Journal of Agricultural
Economics, Vol.81, n°3, p.680-685.
DUMOULIN J., KADDAR M. 1993. Le paiement des soins par les usagers dans les pays
d’Afrique sub-saharienne : rationalité économique et autres questions subséquentes.
Sciences Sociales et Santé, Vol.11, n°2, p.81-119.
ELLIS R.P., McINNES D.K., STEPHENSON E.H. 1994. Inpatient and outpatient health
care demand in Cairo, Egypt. Health Economics, Vol.3, p.183-200.
ELLIS R.P., MWABU G.M. 1991. The Demand for Outpatient Medical Care in Rural
Kenya. Non publié.
ETTE J., ETTE H., JEAN-BAPTISTE E., TETIALI F., YAO K.B. 1995. Les coûts des
prestations et systèmes de protection sociale. PSA/CEPRASS/MSP, Abidjan, 145p.
ETTE J., JEAN-BAPTISTE E. 1998. Analyse comparée des FSU-COM et établissements de
soins privés et publics. PSA/DRS/CEPRASS, Abidjan, 104p.
EVANS R.G. 1974. Supplier-Induced Demand. In M. PERLMAN, ed., The Economics of
Health and Medical Care, London : MacMillan, p. 162-173.
FLEURBAEY M. 1996. Théories économiques de la justice. Economie et statistiques
avancées, Economica, Paris.
FLORI Y-A., KADDAR M. 1996. Economie des systèmes de santé des pays en
développement : quelle contribution des travaux publiés en français ? Cahiers Santé, n°6,
p.360-365.
40

FOURNIER P., et HADDAD S. 1997. Les facteurs associés à l’utilisation des services de
santé dans les pays en développement. In Sociologie des Populations. Sous la direction de H.
GERARD et V. PICHE, PUM/AUPELF- UREF, p. 289-325.
GERTLER P., LOCAY L., and SANDERSON W. 1987. Are User Fees Regressive? The
Welfare Implications of Health Care Financing Proposals in Peru. Journal of
Econometrics, Vol. 36, p. 67-88.
GERTLER P., LOCAY L., SANDERSON W., DOR A., VAN DER GAAG J. 1988. Health
care financing and the demand for medical care. LSMS Working Paper, n°37, The World
Bank, Washington.
GERTLER P., and VAN DER GAAG J. 1988. Measuring the willingness to pay for social
services in developing countries. LSMS WORKING PAPER, n°45, The World Bank,
Washington.
GERTLER P., and VAN DER GAAG J. 1990. The Willingness to Pay for Medical Care:
Evidence from two Developing Countries. Baltimore, Johns Hopkins University Press.
GILSON L. 1996. The Lessons of User Fee Experience in Africa, Seminar on Sustainable
Health Care Financing, Johannesburg 23-28 June 1996.
GILSON L. 1999. In Defence and Pursuit of Equity. Social Science and Médicine, Vol. 47,
n° 12, p 1891-1896
GOURIEROUX C. 1989. Econométrie des variables qualitatives. 2 ième édition, Economica,
Collection Economie et Statistiques avancées, 356 pages.
GRANT J.P. 1987. Toward Maternal and Child Health Care for All : A Bamako Initiative.
Address to 37 th session of WHO Regional Committee for Africa.
GREENE W.H. 2000. Econometric Analysis. 4 ième edition, Prentice Hall, 1004 p.
41

GRIFFIN CHARLES C. 1988. User Charges for Health Care in Principle and Practise. EDI
Seminar Paper, n°37, World Bank, Washington D.C.
GRIFFIN CHARLES C. 1992. Welfare gains from user charges for government health
services. Health Policy and Planning, Vol.7, n°2, p.177-180.
GROSSMAN M. 1972. On The Concept of Health Capital and The Demand for Health.
Journal of Political Economy, Vol. 80, n°2, p. 223-255.
GROSSMAN S., HART O. 1983. An Analysis of Principal-Agent Problem. Econometrica,
Vol. 51, p.7-45.
GUILLAUMONT P., GUILLAUMONT JEANNENEY S. 1994. Ajustement et
développement : expériences des pays ACP. Economica, 393p.
HADDAD S. 1994. Utilisation des services de santé en pays en développement. Une étude
longitudinale dans la zone de santé rurale de Nioki au Zaire. in Analyses et évaluations en
économie de la santé, coordinateur : DURU G., coll. Interdisciplinarité et Nouveaux Outils,
Hermes.
HADDAD S., FOURNIER P. 1995. Quality, Cost and Utilisation of Health Services in
Developing Countries: A Longitudinal Study in Zaïre. Social Science and Medicine, Vol.40,
n°6, p.743-753.
HELLER P.1982. A Model of the Demand for Medical and Health Services in Peninsular
Malaysia. Social Science and Medicine, Vol. 16, p. 267-284.
JIMINEZ E. 1987. Pricing Policy in the Social Sectors. Cost Recovery for Education and
Health in Developing Countries. Johns Hopkins University Press, 164 p.
JIMINEZ E. 1995. Human and Physical Infrastructure : Public Investment and Pricing
Policies in Developing Countries. In T.N.SRINIVASAN and J.BEHRMAN, eds., Handbook
of Development Economics, Vol.3, Amsterdam : North Holland Press.
42

JONHSTON J. 1988. Méthodes économétriques, Tome 2. Economica, 3 ième édition, 648
pages.
JUILLET A. 1998. Approche économétrique de la demande de soins dans les pays en voie
de développement. Thèse d’ Economie, Université de Paris 1, UFR Sciences Economiques,
319 p.
JUILLET A. 1999. L’impact des tarifs des services de santé et des revenus sur les décisions
de recours aux soins des malades à Bamako. Revue d’Economie du Développement, n°4, p.
69-89.
LACROIX G., BOLDUC D., MULLER C. 1994. The Demand for Primary Health Care in
Benin : A Discrete Choice Model. Communication au 43ième Colloque International
d’Econométrie de la Santé –LYON- 7-8 juillet, p.197-211.
LANCASTER K. 1966. A New Approach to Consumer Demand Theory. Journal of Political
Economy, Vol.74, n°2, p.132-157.
LAVY V., and GERMAIN J.M. 1994. Quality and Cost in Health Care Choice in
Developing Countries. Living Standard Measurement Study, Working Paper n° 105, The
World Bank.
LAVY V., QUIGLEY J.M. 1993. Willingness to pay for the quality and intensity of medical
care. Low-income households in Ghana. LSMS WORKING PAPER, n°94, The World
Bank, Washington.
LEIGHTON C. 1995. Overview : health financing reforms in Africa. Health Policy and
Planning, Vol.10, n°3, p.213-222.
LITVACK I., and BODART C. 1993. User Fees Plus Quality Equals Improved Access to
Health Care: Results of a Field Experiment in Cameroon. Social Science and Medicine,
Vol. 37, n° 3, p. 369-383.
43

MADDALA G.S. 1983. Limited-Dependent and Qualitative Variables in Econometrics.
Cambridge, UK: Cambridge University Press.
MAKINEN M., McInnes D.K. 1991. L’efficacité des contributions financières des
utilisations : résultats des expériences des pays. In Argent et santé. Expériences de
financement communautaire en Afrique. CIE/ Coopération Française/ Unicef/ OMS (eds),
p.161-181.
MARIKO M. 1999. Qualité des soins et demande des services de santé : application des
modèles à choix discret pour Bamako. Thèse d’ Economie, Université de Clermont-Ferrand,
CERDI, 252 p.
MARIKO M. 2000. Financement des services de santé à Bamako : résultats d’une étude
empirique. CERDI, Clermont-Ferrand, Colloque International 30 Nov-1 er Dec.
MARIKO M. 2002. Quality of Care and the Demand for Health Services in Bamako, Mali :
The Specific Roles of Structural, Process, and Outcome Components, Social Science and
Medicine, forthcoming.
McFADDEN D. 1973. Conditional Logit Analysis of Qualitative Choice Behavior. In (ed.)
ZAREMBKA P., Frontiers in Econometrics, New York, Academic Press.
McFADDEN D. 1981. Econometrics Models of Probabilistic Choice. In (ed.) MANSKI C.,
McFADDEN D., Structural Analysis of Discrete Data with Econometric Apllication,
Cambridge, MIT Press.
McPAKE B., et al. 1993. Community Financing of Health Care in Africa : An Evaluation
of the Bamako Initiative. Social Science and Medicine, Vol. 36, n° 11, 1383-1395.
MENAHEM G. 2000. Demande de santé ou demande de sécurité: deux modèles pour la santé
en économie. CREDES Working Paper, mars, p.1-23.
MULLER C. 1998. Transient-Seasonal and Chronic Poverty of the Peasants. Evidence from
Rwanda. Centre for the Study of African Economies, University of Oxford, p.1-39.
44

MWABU G., and MWANGI W. 1986a. Health Care Financing in Kenya: A Simulation of
Welfare Effects of User Fees. Social Science and Medicine, Vol. 22, n° 7, P. 763-767.
MWABU G., AINSWORTH M., and NYAMETE A. 1993. Quality of Medical Care and
Choice of Medical Treatment in Kenya: An Empirical Analysis. The Journal of Human
Ressources, Vol. 28, n° 4, p. 838-862.
NOLAN B., TURBAT V. 1995. Cost Recovery in Public Health Services in Sub-Saharan
Africa. EDI Technical Materials, World Bank, Washington D.C.
ORGANISATION MONDIALE DE LA SANTE. 1991. Pleins yeux sur les villes : améliorer
la santé dans les villes du tiers monde. Genève.
ORGANISATION MONDIALE DE LA SANTE. 1993. Evaluation des récentes reformes
opérées dans le financement des services de santé. Série de Rapports techniques n°829, 86
pages, Genève.
PERRIN H. 1999. Equité dans l’accès aux soins de santé à Abidjan. ORSTOM, UNICEF,
COOPERATION FRANCAISE, Rapport final, 112 p.
PERRIN H. 2000. Le paiement des soins par les usagers : un système de santé équitable ?
Analyse de sensibilité de la demande de soins à Abidjan. CERDI, Clermont-Ferrand,
colloque international, 30 Nov-1 er Dec.
PHELPS C.E., NEWHOUSE J.P. 1972. Effects of Coinsurance: a Multivariate Analysis.
Social Security Bulletin, n°35, p.20-29.
RAVALLION. 1996. Comparaisons de la pauvreté : concepts et méthodes. LSMS Working
Paper, n° 122, World Bank, Washington D.C.
ROCHAIX L.H. 1997. Asymétries d’information et incertitude en santé : les apports de la
théorie des contrats. Economie et Prévision, n° 129-130, p.11-23.
45

ROCHAIX L.H., JACOBZONE S. 1997. L’hypothèse de demande induite : un bilan
économique. Economie et Prévision, n° 129-130, p.25-33.
SAUERBORN R., NOUGTARA A., and LATIMER E. 1994. The Elasticity of Demand for
Health Care in Burkina Faso: Differences across Age and Income Groups. Health Policy
Planing, Vol. 9, n° 2, p. 185-192
SANH D.E. 2000. The Demand for Health Care Services in Rural Tanzania. CERDI,
Clermont-Ferrand, colloque international, 30 Nov-1 er Dec.
SHAW P., GRIFFIN C. 1995. Financing Health Care in Sub-Saharan Africa through User
Fees and Insurance. World Bank, Washington, D.C.
TANTI-HARDOIN N. 1994. Economie de la santé. Armand Colin, 268p.
TCHICAYA A.J.R. 1994. Financement et efficacité des soins de santé primaires: évaluation
de la politique de recouvrement des coûts dans la région du Niari au Congo. Thèse de
Doctorat de Sciences Economiques, 2 Tomes, Université de Bourgogne-Dijon.
TIZIO S., FLORI Y-A. 1997. L’initiative de Bamako : « santé pour tous » ou « maladie pour
chacun ». Revue Tiers Monde, Vol. 38, n°152, p.837-857.
UNICEF. 1990. The Bamako Initiative Planning Guide. BIMU, Unicef, New York.
UNICEF. 1995. L’Initiative de Bamako : Reconstruire les systèmes de santé. Unicef, New
York, 20 p.
UNICEF. 1997. L’ initiative de Bamako an Afrique de l’Ouest et du Centre : origines,
opérationalisation et défis. Abidjan, Cote d’Ivoire.
UNICEF. 1999. L’Initiative de Bamako, plus de 10 ans après : 1987-1999. MSSPA. Bamako,
Mali.
46

VAN LERBERGHE. 1994. Les politiques de santé africaines : continuités et ruptures. Bull.
Scéanc. Acad. R. Sci. Outre-Mer, Vol.32, n° 2, p. 205-230.
VOGEL R.J. 1990. Cost Recovery in the Health Care Sector. Selected Country Studies in
West Africa. World Bank Workig Paper n°82, Washington D.C.
WADDINGTON C.J., ENYIMAYEW K.A. 1989. A Price to Pay, part 1 : the Impact of
User Charges in Ashanti-Akim District, Ghana. International Journal of Health Planning and
Management, Vol.4, p.17-47.
WADDINGTON C.J., ENYIMAYEW K.A. 1990. A Price to Pay, part 2 : the Impact of
User Charges in Ashanti-Akim District, Ghana. International Journal of Health Planning and
Management, Vol.5, p.287-312.
WEAVER M., NDAMOBISSI R., and al. 1996. Willingness to Pay for Child Survival:
Results of a National Survey in Central African Republic. Social Science and Medicine,
Vol.43, n°6, p.985-998.
WEIL O., FOIRRY J.P., GARENNE M., ZANOU B. 2000. Les problèmes d’accessibilité des
services de santé en Cote d’ivoire : résultats d’une enquête sur les facteurs d’utilisation.
CERDI, Clermont-Ferrand, Colloque International 30 Nov-1 er Dec.
WORLD BANK. 1987. Financing Health Services in Development Countries: An Agenda
for Reform. Banque Mondiale, Washington.
WORLD BANK. 1993. World Development Report: Investing in Health. Washington, DC.
WOUTERS A., OLUSOJI A., MORROW R. 1993. Quality of Health Care and its Role in
Cost Recovery. U.S.A.I.D, Washington D.C.
WOUTERS A. 1995. Improving Quality through Cost Recovery in Niger. Health Policy and
Planing, Vol.10, n°3, p.257-270.
47

WOUTERS A., KOUZIS A. 1996. Cost Recovery and Improved Drug Availability in Niger.
Implications or Total Patient Treatment Cost. Health Economics, Vol.5, n°1, p.37-59.
YODER R.A. 1989. Are People Willing and Able to Pay for Health Services ? Social
Science and Service, Vol.29, n°1, p.35-42.
48

ANNEXE 1
Source
Akin et al.
(1986)
Akin et al.
(1995)
Akin et al.
(1998)
Audibert et
Mathonat
(1999)
Barlow et
Diop
(1995)
Pays
Philippines
Nigeria
Sri Lanka
(districts de
Colombo,
Galle, Matale
et
Polonnaruwa)
Cote d’Ivoire
-Burkina-Faso
-Niger
Type
Données,
d’enquêtes
Enquête
transversale
auprès de 1903
ménages 100
formations
sanitaires en
milieu urbain et
rural
Enquête
transversale
auprès de 86
formations
sanitaires avec
100 patients
choisis au
hasard dans
chaque
formation et
questionnés sur
leur statut socioéconomique
et
démographique
Enquête
transversale
auprès des
10.000 ménages
781 formations
sanitaires
Enquête auprès
de 734 familles
d’exploitants
agricoles en
milieu rural
(Nord de la Cote
d’Ivoire)
étude
expérimentale
avec un groupe
de contrôle
prétest-postest
Type de
Prestataires
et/ou de services
Soins prénataux
-Formations
publiques
-Formations
privées
-Formations
publiques
-Formations
privées
-Soins modernes
-Soins
traditionnels
-Soins prénataux
et immunisation
des enfants contre
la tuberculose
Variable
« prix »
utilisée
- honoraires de
consultation
- coûts de
transport
Prix des
consultations
affichés dans
les formations
sanitaires
- distance
- coûts
monétaires
Coûts du
traitement
(consultation+
médicaments+
analyses
éventuelles)
- Durée du
trajet
- frais de
consultation
Méthode
d’estimation
Logit
multinomial
(MNL)
Probit
Multinomial
(PM)
MNL
Probit
multinomial
(PM)
Logit
binomial
Bitran et
McInnes
(1994)
Amérique
Latine
(République
Dominicaine,
Enquête
transversale
auprès de 2537
ménages en
-Formations
privées
-Formations
publiques
49
- prix affichés
dans les
formations
sanitaires
Logit
multinomial
(MNL)

Bolduc et
al. (1996)
et Saint
Salvador)
Bénin, milieu
rural (Ouidah)
République
Dominicaine et
2885 ménages à
Saint Salvador
Enquête
transversale
auprès des 2591
ménages
-Centres de
Sécurité Sociale
-Hôpital
-Centres de Santé
de commune
-Clinique privée
Prix-hédonique MNL et PM
Chernicho
vsky et
Meesook
(1986)
Diop et al.
(1995)
Indonésie
Niger
Enquête
transversale
auprès de
ménages et
formations
sanitaires
étude
expérimentale
avec un groupe
de contrôle
prétest-postest,
en milieu rural
-Soins modernes
-Soins
traditionnels
- Secteur non
hospitalier
Prix-hédonique OLS
- Prix affichés
dans les
formations
sanitaires
Logit
binomial
Dor et al.
(1987)
Dor et Van
der Gaag.
(1988,
1993)
Dow
(1996,
1999)
Ellis et
Mwabu
(1991)
Ellis et al.
(1994)
Gertler et
al. (1987)
Cote d’Ivoire
(milieu rural)
Cote d’Ivoire
(milieu rural)
Cote d’Ivoire
(milieu rural)
Kenya
(milieu rural)
Egypte (Caire,
milieu urbain)
Cote d’Ivoire
(milieu rural)
Données LSMS
de la Banque
Mondiale, avec
950 ménages
Données LSMS
de la Banque
Mondiale avec
950 ménages
Données LSMS
de la Banque
Mondiale avec
950 ménages
Enquête
transversale
auprès de 315
ménages et 15
Formations
sanitaires
Enquête
transversale
auprès de 1652
ménages
Données LSMS
de la Banque
-Hôpital
-Centres de santé
- Médecin
- Infirmier
-Hôpital
-Centres de Santé
public
- Dispensaires
publics
- Formations
sanitaires privées
- formations
sanitaires
confessionnelles
-Hôpital
-Formations
sanitaires
publiques
-Formations
privées et
caritatives
- Hôpital
- Centres de santé
- temps de
trajet
- temps de
trajet
- temps de
trajet
- Distance
entre le
domicile et la
formation
sanitaire
- coût moyen
des services
Coût
d’opportunité
NMNL
MNL
NMNL, et
PM
MNL
NMNL
50

Gertler et
al. (1988,
1990)
Heller
(1982)
Juillet
(1999)
Lavy et
Quigley
(1993)
Litvack et
Bodart
(1993)
Mwabu et
Mwangui
(1986)
Mwabu et
al. (1993)
Pérou
Malaisie
Mali
(Bamako,
milieu urbain)
Ghana
Cameroun
(milieu rural)
Kenya (milieu
rural)
Kenya (milieu
rural, Meru)
Mondiale (980
adultes et 744
enfants de
moins de 16
ans)
Données LSMS
de la Banque
Mondiale
Enquête
transversale
auprès des
ménages
Enquête
transversale
auprès des
ménages (1200)
Enquête
transversale
auprès des
ménages et
formations
sanitaires
étude
expérimentale
avec un groupe
de contrôle
prétest-postest
dans cinq
formations
sanitaires (800
ménages
concernés)
Enquête auprès
de 315 ménages
Enquête
transversale
auprès de 315
ménages et 15
Formations
sanitaires
publics
-Hôpital
-Centres de santé
publics
-Formations
sanitaires privées
Quantités de soins
consommés=
nombre de
consulations
-Hôpital
-Dispensaires
publics
-Consultation
externe Hôpital
-Consultation
interne Hôpital
-Dispensaires,
centre de santé
-Automédication
-Centres de santé
publics
-Formations
publiques
-Formations
publiques
-Formations
confessionnelles
-Formations
privées
en temps=
temps de
trajet*taux de
salaire en
vigueur
Coût
d’opportunité
en temps=
temps de
trajet*taux de
salaire en
vigueur
Coûts=
Quantités de
soins * Tarifs
Coûts de la
consultation +
coûts de
transport
Honoraires
Prix des
consultations
dans les
formations
sanitaires
Prix des
consultations
dans les
formations
sanitaires
Prix des
consultations
dans les
formations
sanitaires
NMNL
NMNL
OLS
NMNL
NMNL
Logit
binomial
Logit
conditionnel
MNL
Perrin
(2000)
Cote d’Ivoire
(milieu urbain,
Enquête
transversale
-Centre de santé
spécialisés
51
Coûts totaux
(transport,

Mariko
(2002)
Sahn
(2000)
Sauerborn
et al.
(1994)
Abidjan) auprès de 1903
ménages
Mali (milieu
urbain,
Bamako)
Tanzanie
(milieu rural)
Burkina-faso
(milieu rual)
Enquête
transversale
auprès de 1200
ménages 1200 et
35 formations
sanitaires
Enquête
transversale
auprès de 2200
Ménages
Enquête
transversale
auprès de 624
ménages
-Centre de santé
non spécialisés
-Hôpital
-Formations
privées
-Formations
privées non
lucratives
-Dispensaires
-Hôpital public
-Hôpital privé
-Clinique privée
-Clinique
publique
-Formations
sanitaires
publiques
consultation,
médicaments
et examens
complémentair
es)
Coûts totaux
(transport,
consultation,
médicaments
et examens
complémentair
es
Coût
d’opportunité
en temps=
temps de
trajet*taux de
salaire en
vigueur
Coût
d’opportunité
en temps et
Coûts de la
consultation +
coûts de
transport
Logit
conditionnel
NMNL
NMNL
Logit
binomial
52

1 La tarification des soins est également utilisée pour permettre un apport de ressources supplémentaires.
2 Dans les pays en développement, et dans les pays africains en particulier, le phénomène de couverture contre
le risque maladie est quasiment inexistant, et les prestations demeurent non couvertes par les assurances. Ce
mode de financement institutionnel des soins est très peu répandu (Shaw et Griffin, 1995).
3 Il s’agissait des études de l’état de la consommation ainsi que des facteurs socioéconomiques qui l’expliquent (
Grossman, 1972 ; Phelps et Newhouse, 1972 ; Davis et Russell, 1972 ; Acton, 1976 ; Christianson 1976 ; Akin
et al, 1981 ). Ces études se réalisaient à travers des travaux calqués sur des modèles néoclassiques de
concurrence pure et parfaite sans prise en compte de l’incertitude ou de l’ignorance du patient, ainsi que des
modèles issus de la théorie du capital humain.
4 Le médecin disposerait d’un pouvoir discrétionnaire lui permettant de gonfler artificiellement la demande des
services médicaux s’il le désire.
5 A l’exception de l’étude d’Heller, toutes les autres études considèreront la demande de soins de santé curatifs
comme une variable de choix discret.
6 Une maladie mystique est une maladie dont la représentation par une partie de la population est qu’elle est
« causée » par des évènements non naturels (empoisonnement, action maléfique d’un sorcier ou d’un marabout,
etc...)
7 Gertler et al (1987, 1990) ont montré que le revenu peut influencer le choix du soin uniquement si la fonction
d’utilité permet un taux marginal de substitution de la santé pour la consommation qui ne soit pas constant.
8 L’argumentation développée à cet effet étant que « les ressources générées par la contribution des usagers
permettraient de financer les inputs qui manquent le plus, de développer des activités de supervision et de
formation qui ont pour fonction d’améliorer la qualité des soins et le bon fonctionnement du système de soins
dans son ensemble (Dumoulin et Kaddar, 1993).
9 Dans cette étude, c’est l’échantillon de la formation sanitaire qui a permis le tirage au sort de l’échantillon des
individus.
10 Par demande « inconditionnelle », il est entendu une demande émanant autant des malades que des personnes
saines (non malades).
11 Il s’agit d’un modèle qui conserve la spécification Logit, mais effectue des regroupements entre modalités
similaires. Il a l’avantage de prendre en compte différents degrés de substitutions entre les alternatives. Les
individus choisissent donc d’abord parmi un ensemble de groupes d’options puis, une fois dans le groupe,
choisissent entre les différentes alternatives de ce groupe.
12 Il s’agit d’un modèle de choix de McFadden (1973,1981), dans lequel les termes d’erreurs sont
indépendamment et identiquement distribués selon une loi de type Weibull (Greene, 1997), et dans lequel aucune
structure d’emboîtement des choix n’est imposée par l’analyste. L’individu choisit entre plusieurs alternatives,
dont l’utilité dépend des caractéristiques des individus ainsi que des attributs spécifiques aux options de soins
choisies.
13 Par « qualité subjective », il est attendu la qualité perçue par l’usager des différents services auxquels il peut
accéder, par opposition à la qualité pouvant être jugée comme « normative » ou « objective ».
14 Quelques expériences de recouvrement des coûts observent que la fréquentation des services publics augmente
avec l’introduction des tarifs, si cette contribution financière des usagers s’accompagne d’une amélioration de la
qualité (Burkina-Faso).
15 Le tradithérapeute est une personne reconnue par la collectivité dans laquelle elle vit, comme compétente pour
dispenser les soins de santé, grâce à l’emploi de substances végétales, animales et minérales, et d’autres
méthodes basées sur le fondement socioculturel et religieux aussi bien que sur les connaissances, compétences et
croyances liées au bien être physique, mental et social ainsi qu’à l’étiologie des maladies et invalidités prévalant
dans la collectivité (définition de l’OMS, cité par Diakité Djigui, 1993)
16 Le coût d’opportunité est calculé en multipliant le temps de trajet entre le domicile du malade et le lieu de
consultation le plus proche par le taux de salaire en vigueur dans la communauté.
17 Ce modèle permet de s’affranchir de l’hypothèse d’Indépendance des Alternatives non Pertinentes, IIA,
présente dans le Logit Multinomial (Gourierroux, 1989 ; Alban, 2000).
18 Il faut en effet reconnaître que la mesure du revenu dans les sociétés ou le salariat reste l’exception constitue
une difficulté d’importance, certainement entachée d’erreurs et de biais. De plus les économies des pays en
développement, particulièrement des pays africains sont des économies partiellement monétarisées, et les
revenus monétaires ne sont qu’une petite partie des revenus totaux.
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