Dans les vingt premières années qui ont suivi son indépendance, le Cameroun a réalisé d'excellentes performances économiques, qui se sont traduites par un taux de croissance annuel moyen de 7 %. Ces performances ont permis à ce pays de se doter d'infrastructures sanitaires appréciables, qui se sont toutefois dégradées avec la crise financière des années 1980 et la contraction de la part du budget allouée au secteur de la santé. Cette situation a eu pour conséquence de faire passer les dépenses de ce secteur de 35,8 milliards de FCFA en 1986-1987 à 18,2 milliards de FCFA en 1995-1996, soit une baisse globale de 49 % en huit ans.

En 1978, pour parer aux problèmes sanitaires des pays en développement, l'Organisation mondiale de la santé (OMS) et le Fonds des Nations Unies pour l'Enfance (UNICEF) ont organisé, à Alma-Ata, une conférence qui a eu pour finalité l'adoption d'une stratégie en faveur des soins de santé primaires (SPP). Les SSP devaient contribuer à maîtriser les principaux problèmes de santé, réduire les écarts internationaux, mais aussi les différences entre régions et couches sociales d'un même pays. Vu les difficultés d'application de cette stratégie de soins et aux fins d'un élargissement des ressources financières, l'instauration du recouvrement des coûts a été proposée aux pays en voie de développement en 1985, puis fortement recommandée par la Banque mondiale en 1987. Une politique de tarification des prestations des services de santé a été également préconisée lors de l'Initiative de Bamako, en 1987. Ces systèmes, dits « de recouvrement de coûts », sur l'accès aux soins et l'utilisation des services de santé sont aujourd'hui controversés. S'il apparaît cependant que cette politique de tarification constitue une source de marginalisation des groupes vulnérables, il est grandement reconnu que l'amélioration de la qualité des soins qu'engendre le recouvrement des coûts permet d'atténuer et même de compenser l'effet négatif du prix (Sauerborn et al., 1994; Akin et al., 1995; Asenso et al., 1997; Forsythe et al., 2002; Mariko 2003a, 2003b).

¹ Institut de Recherche Agricole pour le Développement (IRAD/ASB), Yaoundé, B.P. 2067, Yaoundé.

² Faculté des Sciences Économiques et de Gestion Appliquée (FSEGA), Université de Douala, B.P. 7818, Douala.

³ Département de Philosophie-Sociologie, Faculté des Lettres et des Sciences Humaines, Université de Douala. Cet article a été primé en obtenant la deuxième place lors de la Sixième Conférence annuelle du Global Development Network (GDN), tenue du 24 au 26 janvier 2005 à Dakar, Sénégal.

Par ailleurs, il a également été établi que pour certaines couches sociales, notamment en milieu rural, le système de recouvrement des coûts marginaliserait les moins nantis à cause de leur situation économique précaire¹.

Au Cameroun, où 50,5 % de la population est affectée par la pauvreté, dont 56,7 % en milieu rural, le nombre de visites dans les centres de santé a considérablement diminué. Parmi les personnes ayant déclaré avoir été malades en 2001, moins de 48,7 % ont été capables de s'offrir des soins médicaux, 36,1 % des populations vulnérables (DSCN, 2002). Face à la faible capacité des ménages à payer les soins, il apparaît que le paiement individuel direct, comme forme d'expression de « recouvrement des coûts », présente plusieurs inconvénients :

– il ne permet pas le partage des risques entre malades et bien-portants;

– il bute très rapidement sur la capacité des individus à payer et ne permet de récupérer qu'une partie des coûts;

– il maintient souvent des individus dans une gestion au coup par coup des événements de santé et n'incite pas à l'anticipation des dépenses;

– il fait en sorte que les solidarités – qu'elles soient horizontales, entre malades et bien-portantsou verticales, entre groupes sociaux – sont difficiles à prendre en compte.

En analysant les différentes formules de financement des dépenses de santé des pays en développement, Roodenbeke (2003) explique pourquoi la définition des objectifs poursuivis doit nécessairement précéder l'adoption des stratégies de financement. En effet, le caractère aléatoire de la maladie et, plus largement, l'origine sociale et économique

¹ Sur ce point voir également, Ouendo et al., « Équité dans l'application de l'Initiative de Bamako : situation de la prise en charge sanitaire des indigents au Bénin et approche de solution», in M. Audibert, J. Mathonnat et E. de Roodenbeke (dir.), Le financement de la santé dans les pays d'Afrique et d'Asie à faible revenu, Paris, Karthala, 2003, p. 119-129.

des grands problèmes de santé militent en faveur d'une couverture collective des principales dépenses de santé, surtout dans les sociétés traditionnelles. Il est grandement reconnu que les systèmes communautaires de partage des risques, comme le préfinancement pour utilisation future des services de santé, sont en mesure d'améliorer l'équité dans l'accès pour les populations rurales, mais également d'inciter les pourvoyeurs de ces soins à améliorer la qualité et l'efficacité des services tout en suscitant l'implication des populations dans leur gestion¹.

À cet effet, les systèmes de préfinancement de type mutualiste, avec une gestion décentralisée, peuvent constituer une alternative originale, à la portée des communautés rurales. Certaines questions se posent alors, notamment pour les populations camerounaises, en lien notamment avec la résolution du problème de disparité dans l'accessibilité aux soins de santé de base. En l'occurrence : quelle stratégie mettre sur pied pour leur permettre de recourir facilement aux services modernes de santé ? Quelle peut être la contribution des agents pour donner une pérennité à une telle stratégie ? Le présent chapitre tente d'apprécier les capacités de contribution réelle des ménages ruraux au préfinancement communautaire des soins.

La première section est consacrée à un exposé sur l'accès aux soins de santé et à la problématique du consentement à payer. La deuxième section retrace les éléments de méthodologie relatifs à la constitution de l'enquête et à l'estimation d'un Probit ordonné permettant d'identifier les déterminants du consentement à payer. La troisième section commente les résultats obtenus de l'analyse empirique. La conclusion revient enfin sur les conséquences de ce travail et sur ses implications particulières pour le Cameroun.

1. FINANCEMENT DES SOINS ET CONSENTEMENT À PAYER

Cette section donne un bref aperçu sur les systèmes de préfinancement, leurs caractéristiques et le consentement à payer.

1.1. Le systèmes de préfinancement de santé

La dernière décennie a fait l'objet d'un intérêt croissant pour l'introduction et l'expansion des systèmes de financement des soins de

¹ Voir notamment C. Atim, « Social Movements and Health Insurance: A Critical Evaluation of Voluntary, Non-Profit Insurance Schemes with Case Studies from Ghana and Cameroon », Social Science and Medicine, vol. 48, 1999, p. 881-896; P. Schneider et al., « Development and Implementation of Prepayment Schemes in Rwanda », Technical Report, n° 45, Bethesda, MD, Partnerships for Health Reform (PHR) Project, 2000.

santé basés sur la solidarité (Abel-Smith, 1986)¹. Les raisons souvent invoquées touchent à la fois la capacité de financement et leur effet redistributif de ce système. Il est en effet apparu que les systèmes modernes ne sont ni équitables ni efficaces en ce sens que, dans la majorité des cas, seuls les employés du secteur formel bénéficient des prestations.

Il existe une littérature abondante sur les systèmes volontaires et à but non lucratif de financement des soins de santé. Cette littérature atteste l'intérêt des chercheurs et du politique dans ce domaine. Cet intérêt a été conforté en reconnaissant en partie que les frais de santé affectent négativement l'équité et l'accessibilité des pauvres aux services. De Ferranti (1987), en examinant la faisabilité du recouvrement des coûts, fait ressortir de nouvelles possibilités de politiques de financement qui sont devenues assez courantes aujourd'hui dans l'environnement sanitaire africain. L'auteur suggère que la contribution des usagers aux coûts pourrait prendre non seulement la forme de recouvrement direct au point de réception des soins, mais également la forme d'un préfinancement pour une utilisation future des services. Une croissance rapide et une participation entière de la communauté pourraient être source de revenus substantiels.

Dans ce même ordre d'idée, Carrin (1987) a examiné l'opportunité des systèmes communautaires de financement par lesquels les communautés rurales et urbaines contribuent au financement des dépenses de santé. Il souligne que le financement communautaire doit entraîner une certaine implication de la population dans l'organisation du système. Deux avantages sont notamment mis en évidence. Le premier tient au fait que le contrôle local aurait un impact positif sur l'incitation du personnel de santé dans la collecte des revenus tandis que la conservation interne de ces revenus aurait pour conséquence de stimuler le personnel dans une implication efficace du système de financement. Le second avantage procède de ce que le système répondrait bien aux préférences et demandes des populations locales, de sorte qu'en retour, ces populations accepteraient le recouvrement des coûts.

Une étude récente (Creese et Bennett, 1997) aborde la question de savoir dans quelle mesure les systèmes ruraux de préfinancement sont réellement en situation de contribuer à l'accroissement des revenus des structures de santé ou à l'augmentation de l'équité dans l'accessibilité aux soins. Sur la base d'une enquête mondiale des systèmes de préfinancement, ces auteurs aboutissent à la conclusion que les systèmes mis en place dans les pays à faible revenu ont généralement une couverture très limitée, un taux de recouvrement des coûts très faible et une capacité limitée de protéger les pauvres. Cependant, les auteurs atténuent ce pessimisme en mentionnant que plusieurs des systèmes étudiés ont été très mal conçus. Par conséquent, une bonne organisation et l'observation des expériences qui ont eu du succès pourraient résoudre la plupart des problèmes décelés.

¹ On verra notamment : World Bank, Report of the World Bank Africa Technical Department: Better Health in Africa, The World Bank, Human Resources and Poverty Division, Washington, 1993.

1.2. Typologies des systèmes de financement de santé volontaires à buts non lucratifs

En Afrique, il existe au moins cinq systèmes de financement des services de santé volontaires et à buts non lucratifs. Le premier de ces systèmes est constitué des réseaux traditionnels sociaux de solidarité basés sur les liens tribaux (clan ou ethnie) du groupe cible. Ces réseaux sont généralement liés au milieu urbain, comme c'est le cas au Cameroun. Le deuxième groupe se compose de mouvements ou associations mutualistes de santé. Très inclusifs, ils sont établis dans les communautés rurales ou urbaines, les entreprises, les syndicats ou les associations professionnelles. Le troisième groupe forme un modèle de financement communautaire simplifié ou à faible participation, généralement ^organisé par les pourvoyeurs de soins de santé eux-mêmes dans un contexte de recouvrement de coûts et dans lequel l'implication des membres dans la gestion est faible. Le quatrième groupe est un modèle de financement communautaire complexe ou à grande participation dans lequel la communauté participe à la gestion en partenariat avec le pourvoyeur des soins. Le cinquième et dernier groupe est constitué de « sociétés d'aide médicale ». Ce sont les formes les plus élaborées des mouvements mutualistes. Elles nécessitent un personnel professionnel et certaines techniques de gestion empruntées aux compagnies commerciales d'assurance.

1.3. Le consentement à payer (CAP)

L'évaluation contingente (CV) est actuellement la technique la plus généralement utilisée pour évaluer la distribution des préférences des patients selon l'expression de leur consentement à payer (CAP). Le principe fondamental de cette méthode est que les préférences des individus doivent servir de base à l'évaluation des gains et des pertes des biens et services qui n'ont pas de marché. Il revient alors aux individus d'exprimer leurs préférences selon le concept de consentement à payer. Plusieurs biais peuvent survenir au cours de l'enquête. C'est le cas notamment du biais stratégique, qui survient lorsque le répondant pense aux conséquences ultérieures de l'enquête. Il adopte alors un comportement stratégique de « passager clandestin » et ne révèle pas ses préférences. Bien que l'évaluation contingente ait été longuement développée et appliquée dans les domaines des transports publics et de l'environnement (O'Reilly et al., 1994), son application devient de plus en plus importante dans le domaine des soins de santé¹.

Dans la littérature, certains auteurs ont conclu que le consentement à payer était influencé par différentes caractéristiques. Tshinko et al. (1995) regroupent ces facteurs en trois catégories distinctes : les facteurs de prédisposition, les facteurs facilitateurs et les facteurs de renfor-cement. Outre les variables sociodémographiques telles que l'âge, le niveau d'éducation, le genre, la religion ou la taille du ménage, les facteurs de prédisposition découlent généralement de l'environnement socioculturel des répondants. Les facteurs facilitateurs sont essen-tiellement issus des conditions économiques des agents interrogés, dont le niveau de revenu des ménages. Les facteurs de renforcement synthétisent enfin les caractéristiques propres au bien proposé. Il s'agit souvent de l'expérience sanitaire vécue par le répondant (accueil, disponibilité des médicaments, qualité du praticien, etc.).

2. MÉTHODE D'ANALYSE

La méthode d'analyse porte sur l'échantillonnage et les données de l'étude, l'évaluation du consentement à payer et la méthode d'identification de ses déterminants.

2.1. Échantillonnage et données de l'étude

Les données relatives à cette étude proviennent principalement de l'enquête de base effectuée par le Mouvement d'Action d'Aide aux Initiatives Locales de Développement (MAILD). Cette enquête a été effectuée dans le cadre du projet « Accessibilité des populations vulnérables aux soins de santé de qualité : quelles opportunités pour la création des systèmes de préfinancement des soins de santé de type mutualiste au centre Cameroun ? ». Le travail a été effectué à partir d'un échantillon aléatoire de 588 ménages ruraux. La procédure d'échantillonnage suivante a été utilisée : dans un premier temps, on a dressé la liste des services de santé des différentes localités rurales de la Province du Centre, puis, on a choisi différents villages de façon ciblée. À l'intérieur de chaque village, on a procédé au choix des principaux groupements ruraux d'action communautaire. Les comportements étant essentiellement homogènes dans cette région, même langue et même culture, cette action consistait essentiellement à regrouper les populations afin de mieux les identifier. Après le listage des différents membres, on a procédé à un tirage aléatoire en vue de constituer un échantillon de 588 ménages. Le questionnaire et le guide d'entretien ont constitué les principaux outils de collecte des données sur :

¹ S. Luchini, C. Potière, et J.-P. Moatti, « Eliciting Several Willingness to Pay in a Single Contingent Valuation Survey: Application to Health Care », Health Economics, vol. 12, n° 1, 2003, p. 51-64.

– les caractéristiques sociodémographiques et culturelles telles que l'âge, le genre, le statut matrimonial, le niveau d'éducation, la taille du ménage, le nombre d'individus actifs dans le ménage, le nombre d'enfants de moins de 15 ans, la tradition d'utilisation des services de santé modernes;

– les caractéristiques socio-économiques telles que l'appartenance à un groupement d'intérêt économique comme variable « proxy » du capital social, le niveau de revenu des ménages;

– la valeur du consentement à payer, c'est-à-dire les montants que les individus consentiraient à payer en vue d'être membre d'un système de préfinancement pour une consommation future d'une certaine catégorie de prestations sanitaires.

2.2. L'évaluation du consentement à payer

La contribution des ménages au financement des soins de santé soulève le problème de la fourniture et de la tarification des biens et services publics. Deux approches théoriques principales sont disponibles pour estimer de façon fiable le consentement à payer des ménages. La première, dite approche indirecte, se sert des données sur l'utilisation des biens ou services pour évaluer les réponses des consommateurs. La seconde, l'approche directe, consiste à demander aux individus combien ils sont prêts à payer pour l'utilisation d'un bien ou l'amélioration d'un service. Cette méthode directe cherche à construire des marchés hypothétiques pour les biens publics. C'est une méthode d'enquête originairement utilisée pour attribuer des valeurs monétaires aux biens et services pour lesquels les prix de marché n'existent pas ou ne reflètent pas la valeur sociale des prestations.

L'un des problèmes majeurs liés à la technique de l'évaluation contingente est que, pour certaines raisons, les personnes visées par l'enquête ne répondent pas correctement aux questions et donc ne fournissent pas le vrai consentement à payer. Les deux variantes les plus utilisées dans l'analyse contingente sont la méthode du questionnaire ouvert et la méthode du questionnaire fermé, ou technique à choix dichotomique (bidding-game). Dans le questionnaire ouvert, on demande au répondant d'exprimer sa volonté maximale à payer. Par exemple : « quel est le montant maximum que vous seriez prêt à payer pour participer à un système de paiement des soins de santé ? ». Le deuxième type de question consiste à proposer un montant de départ et à demander au répondant s'il est prêt à payer ce montant ou non (bidding game). Par exemple : « seriez vous disposé à payer cette somme pour participer à un système de prépaiement des soins de santé ? ». Pour les besoins de notre étude, la technique à choix dichotomique est utilisée. Elle répond mieux aux stratégies de marchandage pratiquées sur les marchés africains.

2.3. Les déterminants de la disposition à payer

Bien que dans un système de préfinancement communautaire les valeurs offertes par les ménages soient des variables continues, les informations issues de la technique des choix dichotomiques (bidding game) sont un ensemble de réponses sous forme de valeurs discrètes. De ce fait, la valeur dépendante obtenue par la procédure des choix dichotomiques n'est pas la valeur maximum que le ménage serait disposé à payer, mais l'intervalle dans lequel la vraie valeur du consentement à payer se situerait. Considérons Vh le montant maximum que le ménage h consent à payer pour participer à un système de préfinancement communautaire des soins. Sur la base de la théorie de demande du consommateur, nous supposons que Vh est une fonction des attributs des soins des services de santé et des caractéristiques socioéconomiques des ménages :

Xhest le vecteur des caractéristiques du ménage et des attributs du service de santé, a et B sont des paramètres du modèle, et ehle terme d'erreur normalement distribué. Tant que Vh n'est pas observable par la technique du bidding game, l'équation (1) ne peut être estimée. Néanmoins, sur la base des réponses issues des interviews, le domaine dans lequel Vh se définit est connu. Considérons par ailleurs R1, ……… ....., Rm, les m valeurs qui divisent le domaine de définition du consentement à payer (CAP) en m + 1 catégories (quatre modalités sont considérées ici), et yh une variable catégorielle telle que :

Considérons également i = 1,……….., M + 1. À partir de l'équation [1], nous avons yh= i si :

ou

ou

où σ est l'erreur standard de eh. En supposant que eh suit une loi normale standard, alors :

où ui = Ri – a et F(.) est la fonction cumulative de la loi normale standard. L'équation (6) est le model Probit ordonné qui sera utilisé pour l'explication de la variation de la valeur du consentement à payer (CAP). La méthode du maximum de vraisemblance donne des estimateurs consistants de ui et B. Le tableau ci-dessous donne la description de la composition du vecteur des variables explicatives retenues pour les besoins de l'analyse empirique.

3. RÉSULTATS EMPIRIQUES

Cette section aborde essentiellement les résultats sur les différentes valeurs du consentement à préfinancer les soins de santé et leurs déterminants.

3.1. Analyse de la valeur du consentement à préfinancer les soins de santé par les ménages

Dans le département du Nyong et Kéllé, au centre du Cameroun, 471 questionnaires ont pu être traités sur un échantillon originel de 588 ménages. L'impression générale est que les ménages ont porté un grand intérêt au questionnaire sur l'évaluation contingente. Évidemment, bien que cet intérêt ait été manifeste, environ 13 % des ménages ont déclaré ne pas savoir la valeur annuelle qu'ils consentiraient à payer pour être membres d'un système de préfinancement communautaire des soins de santé. De ces ménages, 7 % n'ont donné aucune réponse.

Dans le département de Nyong et Kéllé, la valeur moyenne du consentement à financer les soins (cf. tableau 2) est de 7 230 FCFA par individu et par an. Cette somme paraît assez réaliste au regard des statistiques publiées par le rapport de l'Institut National de la Statistique et de la Comptabilité Nationale sur les dépenses des ménages. En effet, il ressort de ce rapport que les dépenses annuelles en soins varient entre 5 600 et 13 000 FCFA chez les pauvres contre 37 000 par personne et par an dans les autres strates de la population. Comme l'indiquent les données, la valeur moyenne de 7 230 FCFA s'inscrit bien dans cet intervalle. Par ailleurs, il n'a pas été observé de valeurs de consentement à financer les soins que l'on pourrait considérer comme aberrantes. Sur la base de la pré-enquête, il est apparu que le modèle de questionnaire à choix dichotomique était beaucoup plus pratique que le questionnaire ouvert.

Les enquêteurs ont en effet constaté que les ménages se familiarisaient beaucoup plus au questionnaire fermé ou à choix dichotomique (bidding game) dans la mesure où celui-ci s'apparentait bien à la façon dont les négociations se font dans les marchés ruraux. Le tableau 2 présente également les résultats du test sur un éventuel biais du point de départ. Si la valeur proposée par l'enquêteur introduisait un biais dans les propositions du répondant, une faible somme proposée au départ (4 800 FCFA) aurait dû aboutir à une valeur assez faible du consentement à financer les soins de santé par les ménages, et vice-versa. Les valeurs moyennes offertes par les ménages ne semblent pas varier systématiquement avec les valeurs de départ. L'hypothèse nulle selon laquelle les quatre échantillons proviennent d'une même population, c'est-à-dire qu'il n'y a pas de différence significative entre les réponses issues des individus ayant eu différentes valeurs de départ, n'est pas rejetée.

Sur la base d'un revenu mensuel moyen de 24 000 FCFA par ménage, un ménage d'une taille moyenne de 6 personnes consentirait à débourser une somme de 43 000 FCFA (7 200 x 6 personnes), soit environ 15 % (2,5 % par individu) de ses revenus annuels¹. Cette proportion par individu obéit bien aux 5 % recommandéspar l'Organisation mondiale de la santé (De Ferranti, 1987), proportion considérée comme abordable pour les ménages ruraux de la province du centre. L'enquête ayant fait ressortir les cas de non-réponses, un test d'attrition s'avère toutefois nécessaire dans le but de fiabiliser les résultats.

À cet effet, certaines caractéristiques moyennes de l'ensemble de l'échantillon ont été comparées aux caractéristiques de l'échantillon réduit (celui ayant fait l'objet des analyses). Les résultats de ce test sont consignés au tableau 3. Le test étant non significatif, on en conclut qu'il n'y a pas de différence entre les caractéristiques de l'ensemble de l'échantillon et celles de l'échantillon réduit.

¹ Résultats de l'enquête. En effet, le revenu annuel moyen par ménage est de 288 000 FCFA (24 000*12) environ. En termes de proportion du préfinancement des soins de santé pour toute la famille, ceci équivaut à 15 % (43 000/288 000).

3.2. Analyse des déterminants de la valeur du consentement à préfinancer les soins de santé

L'estimation de l'équation (6) a permis de déterminer les facteurs qui influencent la valeur du consentement à financer les soins de santé pour une consommation future. Le tableau ci-dessous donne les résultats de l'estimation du modèle Probit ordonné par la méthode du maximum de vraisemblance. La statistique du ratio de vraisemblance (χ2) montre que le modèle est globalement significatif, de sorte que les variables contribuent bien à l'explication du phénomène étudié.

Par ailleurs, les variables propres aux caractéristiques des répondants et des services de santé affectent bien la valeur du consentement à payer.

3.2.1. Les caractéristiques propres aux répondants

Les résultats du tableau 3 montrent que les variables telles que le niveau de revenu exprimé en logarithme (LRevenue), le genre (Genre), la tradition d'utilisation des services de santé (Confience), l'expérience associative (Expass) et le statut sanitaire du ménage (Statsant) affectent significativement la valeur du consentement à payer pour un système de financement communautaire des soins de santé. Le coefficient positif et significatif du genre (Genre) suggère que les chefs de ménage masculins sont plus disposés à offrir des montants élevés et à participer à un système de préfinancement. Cette situation peut s'expliquer par le fait qu'ils détiennent le pouvoir de décision dans l'utilisation et l'affectation des revenus au sein du ménage rural.

Le coefficient positif et significatif de la variable Expass montre l'importance de la dynamique associative dans l'explication du consentement à payer pour la consommation future de certaines prestations sanitaires. En effet, les individus qui ont une tradition associative et d'entraide communautaire sont plus disposés à participer à un tel système en consentant à payer des sommes élevées. Par ailleurs, le coefficient de la variable statut sanitaire (Statsant) montre que les familles où le taux de morbidité est assez élevé sont plus disposées à participer au préfinancement. Ce résultat est conforme au principe de sélection adverse en ce sens que ce sont les personnes généralement malades ou susceptibles de l'être le plus qui sont davantage disposées à participer à ce genre de système. Les variables LRevenue et Confiance sont également positivement corrélées avec la valeur du consentement à payer. Ce résultat corrobore celui de Tshinko et al. (1995). Il montre que le niveau de revenu des ménages et la tradition d'utilisation des services de santé sont des facteurs qui prédisposent à la participation.

3.2.2. Les caractéristiques propres aux services de santé

Il s'agit des variables liées à la disponibilité des médicaments essentiels dans les services de santé (Medispo) et à la présence effective ou périodique d'un médecin (Médecin). De notre étude, il ressort que la variable Medispo est négativement corrélée avec la valeur du consentement à payer. Ce résultat, plutôt contre-intuitif, pourrait être dû au problème de formulation de la question sur cet attribut. Par ailleurs, la corrélation avec la variable Médecin est positive et significative. Ce résultat suggère que les populations attachent une importance particulière à la qualité des services offerts dans les centres de santé, que ce soit en termes de disponibilité des médicaments essentiels ou de qualité des consultations. Une mauvaise appréciation de ces éléments serait préjudiciable à la fréquentation des centres.

CONCLUSION

L'objectif de cette étude était d'apprécier la disposition à préfinancer les soins de santé des ménages en milieu rural camerounais. À cet effet, la méthode d'évaluation contingente a été utilisée par le biais de la technique dite bidding game sur un échantillon complet de 471 ménages ruraux. Au terme de l'analyse, il est apparu que 21 % des répondants étaient disposés à payer 4 800 FCFA parindividu et par an avec une moyenne annuelle de 5 995 FCFA. Par ailleurs, 31 % des répondants consentiraient à payer 6 000 FCFA avec une moyenne de 6 025 FCFA, tandis que 39 % consentiraient à financer les soins à hauteur de 8 400 FCFA. Il est également apparu que, pour l'ensemble des répondants, la valeur moyenne du consentement à financer les soins s'élevait à 7 230 FCFA et que la moitié des répondants serait disposée à financer les soins de santé à moins de 6 000 FCFA.

L'identification des déterminants du consentement à financer, au moyen de l'estimation d'un Probit ordonné, a permis de déceler les caractéristiques propres aux répondants et aux services de santé. Ces caractéristiques sont : le niveau de revenu, le genre, la tradition d'utilisation des services de santé, l'expérience associative et le statut sanitaire du ménage, mais aussi les variables telles que la disponibilité des médicaments essentiels dans le services de santé et la présence effective ou périodique d'un médecin. Les résultats de l'étude suggèrent qu'il est possible d'entreprendre une enquête par la méthode d'évaluation contingente chez les ménages ruraux en moyenne plus vulnérables. Le problème de biais de point de départ n'est pas apparu. En d'autres termes, les répondants n'ont pas été influencés par les valeurs préalablement indiquées lors de l'enquête.

Cette recherche ne permet pas de juger si les ménages des différents villages sont à même de payer les montants déclarés lors de l'enquête d'évaluation contingente. Néanmoins, les résultats suggèrent que la méthode d'évaluation contingente est une méthode valable pour estimer la disposition des ménages à payer pour obtenir une meilleure accessibilité à des soins de santé de qualité en milieu rural. Cela a des implications politiques importantes pour les projets de mise en application des systèmes de préfinancement communautaire des soins. Par ailleurs, étant donné que l'enquête mise à notre disposition a été effectuée en partie par une organisation non gouvernementale (ONG), certaines recommandations peuvent être faites à son endroit. En l'occurrence, une valeur de 6 000 FCFA par individu et par an est une valeur indicative du consentement des agents à payer. Cela représenterait un débours mensuel de 500 FCFA par individu, somme qui paraît abordable compte tenu de la réalité économique du milieu. Enfin, pour éviter les phénomènes de sélection adverse, on peut recommander aux ONG de privilégier les souscriptions collectives plutôt que les souscriptions individuelles dans le cadre familial ou associatif. Les ONG devraient également susciter l'enthousiasme et l'implication des intervenants en santé pour qu'une offre de prestations efficace et de qualité soit rendue possible.

BIBLIOGRAPHIE

Abel-Smith B., « Health Insurance in Developing Countries: Lessons from Experience », Health Policy and Planning, vol. 7, n° 3, 1986, p. 215-226.

Akin J.-S., Guilkey D.-K. et Denton E.-H., « Quality of Services and Demand for Health Care in Nigeria: A Multinomial Probit Estimation », Social Science and Medicine, vol. 40, n° 11, 1995, p. 1527-1537.

Asenso-Okyere W.K. et al. « Willingness to Pay for Health Insurance in a Developing Economy. A Pilot Study of the Informal Sector of Ghana Using Contingent Valuation », Health Policy, vol. 42, 1997, p. 223-237.

Carrin G., « Community Financing of Drugs in Sub-Saharan Africa », International Journal of Health Planning and Management, vol. 2, 1987, p. 125-145.

De Ferranti D., « Paying for Health Services in Developing Countries: An Overview », World Bank Staff Working Paper, n° 721, 1987.

Direction de la Statistique et de la Comptabilité Nationale (DSCN), Conditions de vie des populations et profil de pauvreté au Cameroun en 2001 : premiers résultats, Yaoundé, DSCN, 2002.

Forsythe S. et al., « Assessing the Cost and Willingness to Pay for Voluntary HIV Counselling and Testing in Kenya », Health Policy Planning, vol. 17, n° 2, 2002, p. 187-195.

Mariko M., « Accès aux soins de qualité : résultat d'une étude empirique menée à Bamako (Mali) », in M. Audibert, J. Mathonnat et E. de Roodenbeke (éd.), Le financement de la santé dans les pays d'Afrique et d'Asie à faible revenu, Paris, Karthala, 2003a, p. 41-58.

– « Quality of Care and the Demand for Health Services in Bamako, Mali: the Specific Roles of Structural, Process, and Outcome Components », Social Science & Medicine, vol. 56, n° 4, 2003b, p. 1183-1196.

O'Reilly D. et al., « The Value of Road Safety: UK Research on the Valuation of Preventing Non-fatal Injuries », Journal of Transport Economics, vol. 28, n° 1, 1994, p. 45-59.

Roodenbeke E. de, « Financement de la santé : efficience, solidarité et lutte contre la pauvreté », in M. Audibert, J. Mathonnat et E. de Roodenbeke (éd.), Le financement de la santé dans les pays d'Afrique et d'Asie à faible revenu, Paris, Karthala, 2003, p. 325-337.

Sauerborn R., Nougtara A. et Latimer E., « The Elasticity of Demand for Health Care in Burkina Faso: Differences Across Age and Income Groups », Health Policy Planning, vol. 9, n° 2, 1994, p. 185-192.

Tshinko B.-L., Constandriopoulos A.-P. et Fournier P., « Plan de paiement anticipé des soins de santé de Bwamanda (Zaïre) : comment a-t-il été mis en place ? », Social Science and Medicine, vol. 40, n° 8, 1995, p. 1041-1052.