2.1 Données
Pour vériier ces hypothèses, nous utilisons les données de la vague 2007 duTadjikistan Living Standard Survey, menée par le Département de statistiques d’État et supervisée par la Banque mondiale. Il s’agit d’une enquête représentative à l’échelle nationale avec un échantillonnage stratiié à deux degrés, au niveau des zones urbaines et rurales de chaque région et au niveau communautaire5. Lors de la première étape, une sélection aléatoire de 270 unités primaires d’échantillonnage, des grappes, a été efectuée au niveau communau-taire. Au sein des 270 grappes retenues, 18 ménages ont été sélectionnés aléatoirement.
L’échantillon est assez important, avec 4 860 ménages et 29 798 individus.
Les données collectées lors d’un premier passage en septembre-octobre 2007 se com-posent de 15 modules thématiques, comprenant un module migration, un module santé (état de santé, recours aux soins, dépenses de santé, etc.) et les caractéristiques démogra-phiques et socioéconomiques des ménages et des individus (éducation, travail, etc.). Un second passage a eu lieu en octobre-novembre 2007. Il comprend des questions relatives à
5. L’échantillon est stratiié sur cinq régions (les trois régions - ouoblastsen russe -, Douchanbé, les districts de la région de subordination républicaine ou DRS) et deux types de zones (urbaines, rurales) ce qui signiie qu’il y a neuf strates, puisque la capitale Douchanbé n’est qu’une zone urbaine.
l’achat de médicaments, un poste important des dépenses de santé. Nous utilisons donc cette vague pour calculer plus précisément les dépenses de santé des ménages, mais cela fait perdre une centaine de ménages qui n’ont pas été retrouvés et ré-enquêtés. Nous sup-posons que les principales caractéristiques socio-économiques n’ont pas changé pendant la période intermédiaire. Une autre vague de données a été collectée en 2009, 1 500 mé-nages de 2007 ont fait l’objet d’une nouvelle enquête, composant un panel pour la période 2007-2009. Cependant, les questions sur l’état de santé n’ont pas été posées ce qui rend impossible l’analyse de la consommation de soins à besoin de soins donné.
2.2 Variables d’intérêt
Les variables liées à la santé
L’enquête collecte, tout d’abord, des informations sur le fait d’avoir eu recours aux ser-vices ambulatoires durant les 4 dernières semaines précédant l’enquête et le fait d’avoir été hospitalisé durant les 12 derniers mois, qui sont des proxys de l’accès aux soins. Lorsque l’individu a eu recours, est demandé l’ensemble des dépenses engagées par le ménage au cours du dernier mois pour les soins ambulatoires, incluant les dépenses de médicaments prescrits et non prescrits, les frais formels, les paiements informels aux professionnels de santé et les frais de transport. L’enquête renseigne par ailleurs l’ensemble des dépenses hospitalières engagées lors du dernier séjour à l’hôpital au cours des douze derniers mois, incluant les dépenses relatives aux traitements reçus, les frais formels et les paiements informels aux médecins, les dépenses alimentaires et les autres frais directs liés à l’hospi-talisation6.
Ces informations permettent alors de retenir trois premières variables d’intérêt ap-proximant l’intensité de la consommation de soins, les dépenses ambulatoiresdu der-nier mois et les dépenses hospitalières lors du dernier séjour, les dépenses de santé totales mensuelles, pour lesquelles nous avons additionné les dépenses ambulatoires mensuelles et une estimation de la moyenne mensuelle des dépenses hospitalières de l’an-née. Plus de la moitié des ménages n’ont pas de dépenses : 58,4% des ménages n’ont aucune dépense (tableau IV.4), 54,4% n’ont aucune dépense ambulatoire et 73,6% n’ont aucune dépense hospitalière. Les dépenses ambulatoires concernent plus de monde, non seulement parce que les consultations sont plus courantes que les hospitalisations, mais parce qu’elles contiennent aussi l’automédication. Les dépenses de santé représentent environ 20% de l’agrégat de consommation courante des ménages consommateurs de soins (tableau IV.2).
La moyenne des dépenses de santé est de 239 TJS7. La variance de leurs dépenses de santé est extrêmement élevée, du fait de quelques valeurs aberrantes de l’ordre de milliers
6. Les frais de transport jusqu’à l’hôpital ne sont en revanche pas déclarés, ce qui conduit à une sous-estimation des dépenses hospitalières.
7. En 2007, 1 USD vaut environ 3,75 TJS.
de somonis pour plusieurs opérations au cours de l’année. Nous avons choisi de conserver les valeurs aberrantes parce que dans ce système, les dépenses de santé peuvent être ca-tastrophiques en raison des paiements informels et formels (matériel, médicaments) et du manque d’organisme de mutualisation du risque. En outre, les personnes qui peuvent se permettre ces traitements sont signiicativement plus riches que les autres. Ils peuvent pro-céder à des paiements élevés, il serait donc faux de les exclure. Néanmoins, nous utilisons le logarithme des dépenses de santé pour corriger cette grande variabilité.
Tableau IV.2 – Part des dépenses de santé dans la consommation
Moyenne (TJS) Médiane (TJS)
Dépenses de santé totales 239 51
Dépenses de santé totales p.c. 38 8
Agrégat de consommations totales 1300 1013
Agrégat de consommations totales p.c. 219 158
Agrégat de consommations courantes 1060 893
Agrégat de consommations courantes p.c. 183 138
Ratio dépenses de santé / conso. totale 18% 5%
Ratio dépenses de santé p.c./ conso. totale p.c. 17% 5%
Ratio dépenses de santé / conso. courante 23% 6%
Ratio dépenses de santé p.c. / conso. courante p.c. 21% 6%
Efectifs 2659
Le montant des dépenses de santé n’est qu’une mesure indirecte de la consommation de soins et présente des limites. Par exemple, certaines populations peuvent payer da-vantage à chaque consultation par logique sociale de distinction (voir II) ou parce que le personnel hospitalier attend plus d’eux. Dans ce cas, le fait d’avoir un membre à l’étranger pourrait être un signal pour le médecin qui demanderait alors plus à ces ménages. Il est également possible que les transferts envoyés - qui représentent 50% du PIB - aient un efet inlationniste sur les dépenses de santé. L’impact des remises sur la consommation de soins en adéquation avec les besoins (TCEPA) est d’autant plus diicile à mesurer que les besoins de soins sont diiciles à mesurer avec précision dans un questionnaire de santé.
C’est pourquoi nous avons aussi recours à une variable de renoncement.
Le renoncement aux soins est une notion complexe en économie de la santé, qui repose sur le sentiment d’avoir besoin de recourir aux soins d’un professionnel de santé. Il s’agit d’une variable subjective mais pertinente, qui a le mérite de mesurer directement les besoins non couverts et l’insatisfaction ressentie envers un système de santé. Nous utilisons la question : «Avez-vous déjà dû reporter ou renoncer à des soins ?», posée uniquement aux 2 669 ménages déclarant qu’au moins un de leurs membres a eu besoin de soins durant les 12 derniers mois (voir tableau IV.3). Parmi ceux ne déclarant pas de besoin, 802 ont néanmoins des dépenses de santé8. Mais nous ne les prenons pas en compte dans le champ
8. Il s’agit essentiellement de ménages ayant des dépenses de médicaments non prescrits et qui ne déclarent aucun besoin probablement entendu comme un besoin de recours à l’aide médicale profession-nelle.
du renoncement. Cet indicateur de renoncement soufre d’une certaine relativité, il dépend de recours aux soins antérieurs : ceux qui consomment déjà des soins ont plus de chances d’avoir été diagnostiqués et de ressentir un besoin de soins non couvert, s’ils n’ont pas pu aller au bout du traitement, par exemple. C’est pourquoi, 971 ménages déclarant avoir dû renoncer aux soins ont pourtant des dépenses de santé. Ain d’ainer la mesure, nous avons donc créé deux indicateurs : le renoncement total (296 ménages déclarent avoir déjà renoncé aux soins et n’ont aucune dépenses de santé) et le renoncement partiel (675 ménages déclarent avoir renoncé à des soins, tout en ayant des dépenses de santé). Le renoncement total correspond au non recours aux services malgré un état de nécessité.
Le renoncement partiel correspond au fait de renoncer à suivre un traitement à la suite d’une consultation ou une hospitalisation ou à poursuivre les consultations.
Tableau IV.3 – Variables de renoncement et les sous-échantillons correspondant Aucune dépense Dépenses de Total
Nb. de ménages de santé santé positives
Échantillon total 2046 2659 4705
Pas de besoin déclaré (hors-champ) 1234 802 2036
Nombre de ménages déclarant un besoin 812 1857 2669
N’a jamais renoncé 516 1182 1698
A déjà renoncé une 296 675 971
ou plusieurs fois
Renoncement total 296 0 296
Renoncement partiel 0 675 675
Les variables liées à la migration
Comme nous l’avons vu dans la section 1, les transferts de fonds peuvent être soit envoyés depuis l’étranger par le migrant actuellement absent, soit rapportés par le migrant de retour après un séjour en migration. L’enquête interroge d’une part le ménage sur le(s) migrant(s) actuellement à l’étranger et les remises de fonds qu’il(s) envoie(nt) le cas échéant et, d’autre part, les anciens migrants parmi les membres du ménage, ayant migré au cours des trois dernières années et de retour de migration. Mais les migrants de retour n’ont pas été interrogés sur d’éventuelles remises de fonds pendant le séjour ou rapatriées à leur retour.
C’est pourquoi nous utilisons la question relative à la migration d’un ou plusieurs membres du ménage actuellement à l’étranger pour tester l’efet d’être bénéiciaire de remises de fonds sur la consommation de soins (section 3). Pour tester les résultats, nous avons aussi estimé l’efet d’avoir un migrant de retour sur la consommation de soins (voir annexe, tableau IV.20). Nous avons distingué parmi les migrants de retour les migrants les plus récents c’est-à-dire rentrés entre 2006 et 2007. Cela permet d’approximer le rapatriement de fonds et d’estimer son efet sur la consommation de soins.
Nous comparons les diférents proils, ménages sans migrant, ménages avec migrant actuellement à l’étranger, ménages avec migrant récemment rentré, dans le tableau IV.4.
Cette dernière catégorie peut contenir d’anciens migrants, potentiellement mieux dotés, tout comme des migrants saisonniers plus précaires rentrés à l’automne, après avoir passé quelques mois sur un chantier. Nous disposons de l’information sur la date de départ du séjour en migration le plus récent depuis 2004 et sur la durée de ce dernier séjour. Nous isolons ainsi les migrants de retour le plus récemment en retenant ceux rentrés entre 2006 et 2007. Ils représentent 17,4% des ménages.
Les ménages ayant au moins un membre actuellement à l’étranger représentent 14,2%
des ménages. La moyenne d’âge des migrants est de 28 ans. La plupart des membres en migration sont les ils (à 78%) et les époux (à 17%) partis travailler en Russie (à 96%), en moyenne depuis deux ou trois ans. Ils sont très majoritairement des hommes et lorsque ce sont des femmes, il s’agit généralement de la femme du ils l’accompagnant. Dans 8%
des cas, un des membres en migration est une femme. Dans seulement 3% des cas, les membres absents ne sont que des femmes (une ou plusieurs).
En considérant les deux catégories de migrants - membre récemment rentré ou actuel-lement en migration, ce sont plus de 28% des ménages interrogés qui sont concernés par la migration récente ou actuelle d’au moins l’un de leurs membres (1 231 sur 4 705).
Les questions sur les remises de fonds (RR) sont posées aux ménages ayant actuelle-ment au moins un de leurs membres à l’étranger de la façon suivante : «Est-ce que [le membre à l’étranger] a versé quelque chose à ce ménage, en espèces, n’importe quand au cours des 12 derniers mois ? Quel montant a-t-il envoyé en espèces au cours des 12 derniers mois ?»La grande majorité des migrants actuels envoie des fonds à leurs proches, puisque parmi les ménages ayant au moins un membre à l’étranger 87,2%, soit 637 ménages, dé-clarent recevoir des transferts. Nous prenons en compte la somme des remises en argent et en nature, dont la valeur est évaluée en somoni.
Sur la base de ces informations, nous retenons dans l’analyse une variable binaire indiquant le fait de recevoir des transferts (RR) de la part d’au moins l’un des membres actuellement à l’étranger. Nous utilisons une variable binaire plutôt que le montant déclaré de transferts reçus, en raison du potentiel biais de déclaration afectant les montants reçus.
En efet, les ménages peuvent surestimer les montants des remises de fonds reçus du fait de la honte d’en recevoir trop peu, et les montants, demandés en dollars, peuvent contenir des erreurs de mesure. Nous avons également essayé avec la variable continue de remises de fonds en logarithme, comme Kan (2016). Les résultats sont équivalents, ce qui s’explique par le point de masse important en 09.
9. Lorsqu’on utilise les remises conditionnelles, il n’y a plus suisamment d’observations pour mener les estimations. De plus, nous n’avons pas de variable suisamment corrélée au montant conditionnel de remises parmi ceux qui en reçoivent, en dehors du salaire gagné à l’étranger. Mais celui-ci serait un mauvais instrument en raison de sa probable corrélation aux erreurs de première étape.
Nous ne diférencions pas dans l’analyse les cas où il y a un seul migrant (77%) des cas où il y en a deux (18%) et trois et plus (5%), car le premier cas est largement majoritaire.
Lorsqu’il y a un deuxième membre en migration, il s’agit très souvent d’un deuxième ils ou d’une belle-ille (qui ne travaille donc pas systématiquement une fois en Russie).
Nous additionnons les remises envoyées par l’ensemble des membres, donc d’une certaine manière l’analyse de l’efet des remises en continu (annexe) permet de capter l’efet en cas de cumul de plusieurs membres en migration. Or, comme mentionné ci-dessus, les résultats sont comparables à ceux de la variable binaire sur le montant conditionnel de dépenses de santé.
Le fait que les transferts envoyés par les migrants rentrés récemment (dans les 12 der-niers mois) ne soient pas renseignés dans l’enquête ne pose pas de problème pour estimer les dépenses ambulatoires du dernier mois, puisqu’il est assez clair qu’ils n’ont rien reçu dans le dernier mois. Mais cela peut conduire à une mauvaise estimation de l’efet des transferts sur les dépenses hospitalières qui, elles, sont demandées pour le dernier séjour à l’hôpital au cours des douze derniers mois, sans précision de la date d’hospitalisation.
C’est pourquoi nous observons séparément les caractéristiques moyennes de ces ménages de migrants récemment rentrés (tableau IV.4). Puis, dans les estimations, nous les comp-tons comme non bénéiciaires de transferts (NRH), lorsque nous estimons les dépenses ambulatoires, et les excluons de l’échantillon pour les dépenses hospitalières ain de ne pas les compter à tort comme non bénéiciaires et ne pas fausser les estimations10.
Pour mesurer la corrélation entre les problèmes de santé et la migration, nous utilisons une question sur l’intention de migrer déclarée comme un proxy binaire de la propension à migrer dans un avenir proche, en se référant à Dimova et Wolf (2015), bien qu’on ne dispose pas de plusieurs dates. En efet, la dimension panel du TLSS n’étant pas utilisable sur 2007-2009 concernant la santé, il est très diicile de mesurer précisément l’efet d’un choc de santé sur le départ en migration. En revanche, grâce à la question posée au ménage
“Est-ce que vous prévoyez de migrer dans les 12 prochains mois ?”, il est possible de tester le lien entre un choc de santé ou une forte dépense de santé et les projets à court-terme de migration, à défaut de pouvoir le tester en dynamique. Il s’agit d’un bon indicateur de la propension à planiier une migration dans un futur proche, mais pas de la migration efective.
Enin, pour mesurer la corrélation entre le retour de migration et l’accès aux soins en perspective dynamique nous mettons à proit le décalage entre deux passages du ques-tionnaire à un ou deux mois d’écart (voir section 2.1). Nous ne pouvons le faire que sur un sous-échantillon restreint et uniquement en statistiques descriptives. Lors du second passage à l’automne, les questionnaires ont pu être soumis aux individus étant arrivés ou revenus dans le ménages, depuis le premier passage (325 ménages ont de nouveaux
10. Nos résultats ne changent pas signiicativement, lorsqu’on les réintroduit dans l’analyse comme bénéiciaires potentiels.
membres, soit 7%). Parmi ces ménages, un tiers ont des migrants rentrés de migration (32%), un quart des nouveaux-nés (26%) et les autres sont des époux et épouses du chef de ménage ou de leurs enfants (42%). Par ailleurs, seul le questionnaire de recours à l’ambulatoire a été posé lors du second passage, ce qui nous renseigne tout de même sur une partie de la consommation de soins. Nous comparons par la suite les diférences de consommation de soins en fonction du retour d’un migrant et le retour d’un migrant en fonction du niveau de consommation de soins au premier passage.
Les principales variables de contrôle
Ain d’étudier l’efet des transferts de fonds sur la consommation de soins en adéquation avec les besoins, il est nécessaire de contrôler par le besoin de soins du ménage. Le besoin de soins est approché à l’aide de plusieurs variables : la structure par âge et sexe du ménage, le fait qu’au moins l’un des membres du ménages soufre de maladie chronique, et qu’au moins un des membres ait été afecté récemment par une maladie non chronique ou une blessure. L’enquête recueille, en efet, les réponses de tous les membres du ménages aux questions suivantes : «Est-ce que X soufre d’une maladie chronique ou d’un handicap qui dure depuis plus de 3 mois ? » et «Au cours des 4 dernières semaines, X a-t-il eu une maladie soudaine ou une blessure (comme une grippe, une diarrhée, une fracture, etc.)». Un indicateur de santé auto-évaluée à 5 alternatives, de très mauvaise à très bonne santé, est également disponible, mais soufre d’un biais déclaratif optimiste. L’écrasante majorité des individus se déclarent en bonne santé (76%) et 10% se déclarent en excellente santé. Comme 12% des personnes interrogées se déclarent dans un état de santé moyen et seulement 1.5% en mauvaise santé et 0.1% en très mauvaise santé, nous considérons que déclarer un état de santé moyen indique déjà que l’individu n’est pas en bonne ou très bonne santé. Comme, par ailleurs, 45% des individus ayant une maladie chronique diagnostiquée se déclarent quand même en bonne santé, 40% déclarent une santé moyenne et seulement 14% en mauvais ou très mauvais état de santé, nous avons créé une variable binaire indiquant le fait de ne pas être en bonne santé. Elle tient compte à la fois de l’information objective et subjective sur l’état de santé. Elle vaut 0 lorsque l’individu ne déclare aucune maladie et une bonne à très bonne santé subjective. Elle vaut 1 lorsque l’individu déclare une maladie chronique ou non chronique ou lorsqu’il déclare une santé moyenne à très mauvaise11.
Enin, pour étudier l’efet des transferts de fonds sur le recours aux soins, il est né-cessaire de contrôler par le niveau de vie des ménages. Mesurer le niveau de vie des ménages n’est pas évident dans un pays où les revenus sont majoritairement issus du secteur informel et sont très volatiles. Nous mobilisons pour cela un indicateur de
ri-11. En guise de test de sensibilité, nous avons reproduit les résultats avec une version plus strict de cette variable de mauvaise santé, qui vaut 1 seulement si les individus déclarent un mauvais ou très mauvais état de santé ou une maladie. Les résultats sont tous équivalents, parfois même plus signiicatifs.
chesse basé sur le patrimoine des ménages (actifs inanciers, fonciers, agricoles, et autres biens durables12) obtenu par une analyse en composantes principales. En guise de test de sensibilité, nous avons répété les estimations avec un indicateur de consommations agré-gées construit comme la somme de toutes les dépenses courantes (nourriture, éducation, santé…), de la valeur monétaire estimée de l’autoconsommation, d’une valeur d’usage des biens durables et d’un loyer équivalent13 pour les ménages propriétaires (voir annexe, tableau IV.15).
2.3 Statistiques descriptives
Comparaison des diférents types de ménages
Le tableau IV.4 présente les principales caractéristiques de chaque type de ménage : les ménages non bénéiciaires de remises de fonds (NRH), qu’ils aient ou non un membre
Le tableau IV.4 présente les principales caractéristiques de chaque type de ménage : les ménages non bénéiciaires de remises de fonds (NRH), qu’ils aient ou non un membre