Mesures du risque moral ex-ante

Le risque moral ex-ante indique que les individus assurés investissent moins en prévention que les individus non assurés. Les États-Unis constituent un terrain d’étude de choix pour ce phénomène, l’assurance maladie y étant largement privée, et les individus pouvant choisir ou non de souscrire une assurance.

Kenkel [2000] estime sur données d’enquête du National Health Interview Survey de 1990 l’impact de l’assurance santé sur des comportements de prévention primaire (consommation d’alcool et de tabac, sédentarité) et de prévention secondaire chez les femmes (frottis, mammographie). Le modèle est estimé séparément pour les hommes et les femmes pour permettre des différences de comportement selon le genre, et diverses variables de contrôle sociodémographiques (âge, race, statut marital et professionnel, revenu, éducation, état de santé) sont intégrées dans les variables explicatives. Les estimations montrent que les individus assurés, qu’ils soient homme ou femme, ont plus de chance d’adopter des comportements sains (moins sédentaires, moins de tabagisme par exemple…). Les femmes assurées ont également un risque de non recours aux actes de prévention secondaire plus faible18. Ces résultats indiquent donc des choix de santé plus sains pour les individus ayant une assurance.

Toutefois, et Donald Kenkel [2000] le signale, il faut se garder de toute interprétation causale d’une influence de l’assurance sur les comportements de prévention dans ces résultats. Si un facteur inobservable détermine conjointement la possession d’un contrat d’assurance

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Si l’assurance couvre ces actes de prévention secondaire, alors il est logique que ceux-ci soient plus utilisés par les assurés. On retombe alors sur la question du risque moral ex-post, et du caractère nécessaire des soins préventifs utilisés. Dans l’exploitation de ces données, il n’y a pas d’information sur les services couverts par l’assurance.

santé et les comportements de prévention, il y a un biais de sélection, un cas de sélection propice en l’occurrence (propitious selection, Hemenway [1992]), et les estimateurs sont biaisés. Or, il y a un facteur de confusion possiblement important ici, l’aversion au risque : les agents averses au risque sont plus susceptibles, et d’acheter une assurance, et d’investir en prévention, ce qui pourrait expliquer la liaison entre assurance et prévention. Notons que le concept de sélection propice est le symétrique du phénomène mieux connu en théorie des assurances de sélection adverse, qui souligne une auto-sélection des mauvais risques avant l’établissement du contrat, les individus ayant des comportements à risque souscrivant davantage et/ou à des couvertures plus généreuses. Le choix de l’assurance est alors endogène aux comportements de santé, que ce soit pour le meilleur (comportements plus sains en sélection propice) ou pour le pire (comportements plus risqués en sélection adverse). La nature des données, transversales, et la méthode économétrique adoptée par Kenkel [2000] ne permettent pas de gérer ce problème. Une manière de traiter cette difficulté sur des données transversales consisterait en l’estimation d’un modèle à équations simultanées (Geoffard [2000]), dans lequel sont estimés simultanément la demande d’assurance et les comportements de santé conditionnels à l’assurance.

En France, la grande majorité des individus sont couverts par une assurance publique, en particulier depuis l’instauration de la couverture maladie universelle en 1999. La possession d’une assurance maladie ne peut permettre de détecter l’aléa moral comme dans le cas des États-Unis, mais la plus grande flexibilité des contrats d’assurance complémentaire est exploitée par Genier et Jacobzone [1998]. Ce type d’assurance permet de couvrir le reste à charge de l’assurance maladie, le ticket modérateur, et il est possible d’évaluer l’influence d’une couverture plus complète19. En utilisant les données de l’enquête Santé de l’INSEE 1991-1992, i.e. des données en coupe transversale, les auteurs obtiennent des résultats similaires à ceux de Kenkel [2000]. Les individus bénéficiant d’une couverture complémentaire déclarent des comportements préventifs plus importants que ceux qui sont seulement couverts par la Sécurité Sociale 20 . Une fragilité dans les techniques économétriques utilisées doit là encore être soulignée, puisque les décisions de souscription à une assurance complémentaire et de prévention sont supposées indépendantes. En effet, ces

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Sauf erreur de notre part, la générosité des complémentaires n’est pas prise en compte. Seul est précisé le caractère obligatoire ou choisi de la couverture complémentaire (cf. Genier et Jacobzone [1998], p.42).

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L’effet de l’assurance est contrôlé par l’âge, le genre, le diplôme, la nationalité, le revenu, la zone d’habitation et un indicateur d’état de santé.

résultats ne procèdent pas de l’estimation des équations simultanées évoquées précédemment. L’hypothèse d’indépendance des demandes d’assurance et de prévention n’a de plus pas pu être testée par les auteurs. Ces résultats sur données transversales ne peuvent donc en toute rigueur être interprétés comme la preuve d’une absence de risque moral ex-ante.

Disposer de données longitudinales est un moyen de limiter l’endogénéité et d’obtenir des estimations plus fiables de l’aléa moral ex-ante. La possibilité de facteurs inobservables, comme l’aversion au risque, n’est cependant pas à exclure, mais elle peut être contrôlée en considérant par exemple une modification exogène dans la couverture maladie.

Dave et Kaestner [2006] exploitent l’entrée des individus dans l’assurance publique Medicare, qui couvre tous les individus âgés de 65 ans et plus, pour obtenir une telle variation exogène de la couverture maladie, celle-ci ne dépendant plus que de l’âge. Le choix de l’assurance peut alors être supposé indépendant des comportements liés à la santé. Ils distinguent un risque moral ex-ante pur et un effet indirect de l’assurance. Ils définissent ce phénomène indirect pour prendre en compte l’effet de l’assurance sur le recours au système de soins21. Ainsi, en facilitant le recours aux professionnels de santé, l’assurance favoriserait l’accès à l’information sur la promotion de la santé et les probabilités de maladie, et améliorerait les comportements de prévention22. Dit autrement, les auteurs contrôlent le recours au système de soins des assurés, dont ils pensent que ce peut être un facteur de confusion dans l’estimation du risque moral. L’assurance a alors deux effets : réduction de la prévention par l’aléa moral, et possible accroissement par l’effet indirect d’un recours plus fréquent au système de soins.

Sur les données longitudinales des huit premières vagues (1992-2006) du Health and

Retirement Survey, Dave et Kaestner [2006] limitent l’analyse aux individus âgés entre 60 et

69 ans, soit 9782 personnes-vagues. Trois mesures de prévention sont étudiées : exercice physique, tabagisme et consommation d’alcool. Les estimations sont effectuées à l’aide de modèles en différence de différences23, le groupe de traitement étant constitué des individus

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La littérature, résumée notamment par Geoffard [2000], montre que l’assurance maladie est associée à des contacts plus nombreux avec les professionnels de santé.

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Contrairement à l’ensemble des travaux présentés jusqu'à présent, on peut noter ici que cette étude est la première à tenir compte du rôle potentiel du médecin dans la demande de prévention, bien que ce soit ici pour le contrôler afin d’estimer l’influence de l’assurance. Le chapitre 2 explorera en profondeur le rôle de cet offreur de prévention.

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n’ayant jamais été assurés avant Medicare, et le groupe de contrôle de ceux qui étaient assurés avant le passage à l’assurance publique. Ils estiment alors un effet principal de l’assurance, qui correspond à l’effet de la couverture Medicare pour les individus auparavant non assurés, qui n’ont eu de visite chez le médecin ni avant ni après le passage à Medicare. Leurs résultats suggèrent un risque moral ex-ante en particulier chez les hommes. L’assurance réduit l’exercice physique chez les hommes comme les femmes, est associée à des comportements tabagiques (une consommation plus importante et une probabilité d’arrêt plus faible) et de consommation d’alcool (probabilité de consommer et consommation quotidienne) plus néfastes chez les hommes. En mobilisant des données plus riches et des techniques économétriques plus avancées, les auteurs montrent que l’assurance réduit la prévention. Ces résultats portent cependant sur une population spécifique dont on peut craindre des comportements particuliers, en raison du lien entre prévention et âge notamment mis en avant dans l’approche du capital santé24, et pour laquelle il est difficile de généraliser les conclusions.

Toujours dans le contexte américain, Stanciole [2008] corrige ce problème en étudiant l’aléa moral ex-ante sur un panel représentatif de la population générale, le Panel Study of

Income Dynamics sur trois vagues (1999, 2001 et 2003) et 5126 individus. L’information sur

l’assurance est limitée à l’existence ou non d’une couverture maladie. Quatre indicateurs d’habitude de vie sont mobilisés, à savoir le tabagisme lourd, la consommation importante d’alcool, le manque d’exercice physique et l’obésité. Pour contrôler les problèmes d’endogénéité exposés précédemment, l’estimation économétrique est conduite par un système à cinq équations simultanées, une équation pour la demande d’assurance et les quatre autres pour chacun des indicateurs de mauvaise habitude de vie conditionnellement à l’assurance. Un probit multivarié permet d’obtenir la propension à adopter de mauvaises habitudes de vie en fonction d’un certain nombre de caractéristiques sociodémographiques et de l’assurance. Les résultats montrent que l’hypothèse d’un risque moral ex-ante est confirmée pour trois indicateurs, la couverture assurantielle augmentant la propension au tabagisme, à la sédentarité et à l’obésité25. En revanche, la consommation importante d’alcool

témoin et avant-après. Si l’on considère deux périodes (avant et après traitement notées 1 et 2) et deux groupes (traité et non traité notés Y et X), l’effet du traitement est estimé par (Y2-Y1)-(X2-X1).

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Kenkel [1994] a trouvé par exemple que l’utilisation de soins préventifs décroissait avec l’âge, suggérant une adaptation à une période de retour sur investissement plus courte.

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est réduite par l’assurance. Par ailleurs, Stanciole [2008] confirme l’existence de biais d’estimation lorsque l’endogénéité de l’assurance dans les choix de santé n’est pas traitée par une technique appropriée, puisque l’estimation de probit simples conduit à la conclusion qu’à l’exception de l’obésité, l’assurance incite à des comportements sains. Ce résultat suggère que les estimations précédentes de Kenkel [2000] et Genier et Jacobzone [1998] seraient biaisées.

* * *

L’évaluation empirique du risque moral ex-ante est confrontée à de nombreuses difficultés méthodologiques qui en rendent l’estimation difficile. Compte tenu des techniques employées, les résultats de Dave et Kaestner [2006] et de Stanciole [2008] semblent plus robustes, et plaident pour une confirmation, certes variable et dépendant du type de comportement de prévention, de l’existence empirique d’un aléa moral ex-ante.

Si on ajoute les problèmes d’information soulignés dans la section 121, on peut imaginer que le risque moral ex-ante peut être amplifié en cas de sous-estimation des risques ou des bénéfices de la prévention. Le risque moral ex-ante conduit donc bien à une situation sous- optimale. En aggravant les comportements à risque, l’assurance peut avoir des conséquences sur les dépenses de santé à la charge de la collectivité, que ce soit pour les individus bénéficiant de l’assurance ou pour les autres. Les comportements de prévention peuvent en effet être en outre source d’externalités.

1.2.3 Externalités

Les décisions individuelles de prévention peuvent s’accompagner d’effets externes sur la collectivité, en interférant sur les bénéfices ou les coûts supportés par d’autres individus. Une externalité désigne le fait que l’activité d’un agent entraîne involontairement une variation, positive ou négative, du bien-être d’un autre, ni récompensée ni pénalisée par le marché. En effet, aucun des deux ne bénéficie ou ne paye un montant équivalent au supplément ou à la réduction du bien-être. Les effets externes, qu’ils soient positifs ou négatifs, créent des échecs de marché. L’équilibre de marché est en effet sous-optimal en présence d’externalités, son fonctionnement ne conduisant plus aux situations souhaitables (Greffe [1997]). Il est donc important d’identifier les externalités présentes sur le marché de la prévention.

En matière de prévention, la notion d’externalité a surtout été mobilisée dans le cadre de la prévention primaire, particulièrement pour la vaccination (Kenkel [2000]). Les campagnes de vaccination servent d’ailleurs fréquemment d’illustrations des externalités positives. La probabilité d’un individu de se faire infecter diminue à mesure que la population est moins à risque. Avec une vaccination de masse, le nombre de personnes à risque diminue grâce à l’immunisation fournie par le vaccin. En conséquence, le bénéfice retiré du vaccin par un individu se réduit lorsque le nombre de personnes vaccinées augmente. Le bénéfice marginal social de la vaccination excède son bénéfice marginal privé : les décisions individuelles de vaccination conduisent alors à un taux de couverture vaccinal inférieur au taux socialement optimal (Brito et al. [1991], Geoffard et Philipson [1997]).

L’ampleur des externalités est fonction de la réponse de la demande de vaccination à la prévalence de la maladie. Elle dépend de l’élasticité-prévalence de la demande de prévention (Philipson [1996], Geoffard et Philipson [1997]). Philipson [1996] fournit une preuve empirique de l’importance de cette élasticité-prévalence en étudiant la demande de vaccin contre la rougeole aux États-Unis. Ses données proviennent du supplément du National

Health Interview Survey de 1991. Une épidémie de rougeole ayant frappé les États-Unis entre

1989 et 1991, l’auteur peut exploiter de fortes variations dans le temps et entre États dans la prévalence de la maladie. Les élasticités-prévalences estimées, à interpréter comme la variation de la demande de vaccin suite à une hausse de 1% de la prévalence de la rougeole, sont importantes et très significatives, allant de 1,56 à 1,89 selon les spécifications retenues. Il faut donc ajouter à l’influence du taux de vaccination de la population celle de la prévalence de la maladie pour mieux comprendre les décisions de se faire vacciner.

Dans un modèle dynamique, Geoffard et Philipson [1997] montrent que la prise en compte de l’élasticité-prévalence de la demande de vaccin résulte en une impossibilité d’éradiquer la maladie concernée par le vaccin. En effet, les décisions de vaccinations individuelles vont permettre de réduire la prévalence de la maladie. La maladie devient moins prévalente, et en raison de l’élasticité de la demande de prévention à la prévalence, la demande de vaccination baisse, ce qui favorise un retour de la maladie. Prendre en compte l’élasticité-prévalence de la demande de vaccin renforce les conclusions sur la sous-optimalité résultant des externalités. La conséquence de l’interaction entre la demande de vaccin et la prévalence de la maladie est même plus radicale : les choix individuels ne peuvent conduire à l’éradication de la maladie.

comme le montre Coudeville [2004] dans une extension du modèle de Geoffard et Philipson [1997]. Cette extension porte sur deux points. Alors que les individus ont un comportement myope et que leurs perceptions sont stables dans le modèle initial, ils procèdent à des anticipations rationnelles dans le modèle de Coudeville [2004], ce qui revient à dire que les individus peuvent anticiper les décisions de vaccinations futures et révisent régulièrement leur perception de l’intérêt de se faire vacciner. Ce modèle peut, d’un point de vue positif, être considéré comme supérieur à son inspirateur car les hypothèses comportementales posées permettent d’obtenir des résultats plus conformes à la réalité de la progression de la couverture vaccinale, du moins en France. Il est remarquable que, même avec ces modifications, l’éradication par la vaccination d’une maladie transmissible ne puisse toujours avoir lieu par la seule convergence des choix individuels.

Kremer et al. [2008] ajoutent un nouveau paramètre pour expliquer l’amplitude des externalités, le taux de transmissibilité de la maladie (transmissibility rate). Ce taux est défini par les auteurs comme le taux de nouvelles infections résultant des contacts entre la population infectée et la population susceptible de l’être. Il représente donc le potentiel de transmission d’un agent infectieux. Les auteurs montrent que l’externalité d’une vaccination supplémentaire est une fonction non monotone du taux de transmissibilité de la maladie. L’externalité marginale atteint son maximum lorsque le taux de transmissibilité est proche du taux de mortalité de la maladie.

Ce résultat se comprend intuitivement. Lorsque le taux de transmissibilité est faible, le bénéfice marginal social d’une vaccination est également faible (voire nul), la protection supplémentaire retirée par les autres agents est infime puisque ces derniers avaient peu de chance de contracter une maladie en provenance de l’agent vacciné. Inversement, lorsque le taux de transmissibilité est élevé, la vaccination supplémentaire d’un agent protège moins le reste de la population, celle-ci étant susceptible de contracter la maladie par d’autres sources.

Les vaccinations sont sources d’externalités positives et sont ainsi susceptibles d’être insuffisamment réalisées par les agents. L’ampleur de cette sous-provision dépend de la quantité d’externalités, fonction de caractéristiques de la demande de prévention, l’élasticité- prévalence, et de caractéristiques de la maladie, le taux de transmissibilité.

Si les résultats présentés jusqu’à présent portent spécifiquement sur les vaccins, de la prévention primaire, il semble possible de les élargir à d’autres mesures de prévention visant à limiter la propagation d’une maladie. Les dépistages des maladies infectieuses, comme les

maladies sexuellement transmissibles, peuvent être concernés. Le dépistage permet d’accéder au traitement de la maladie, même si rien n’oblige l’individu dépisté à se soigner, et peut, si le traitement est efficace, contribuer à réduire la prévalence de la pathologie et sa propagation. Même si elle est moins directe qu’avec les vaccins, l’externalité positive existe. Mais une autre externalité accompagne les dépistages, négative cette fois. Geoffard et Méchoulan [2004] montrent en effet que les individus recourant à des tests de dépistage ont des comportements à risque plus élevé, ce qui augmente le risque de nouvelles contaminations et peut se traduire par une hausse de l’incidence de la maladie. L’analyse des auteurs porte sur l’infection au VIH, plus précisément sur l’expérience naturelle constituée par l'apparition du traitement du virus du Sida par trithérapies en 1997. Les données utilisées proviennent du Stop Aids Project et portent sur les pratiques sexuelles de la communauté homosexuelle de San Francisco entre 1996 et 2002. Les auteurs comparent les pratiques sexuelles déclarées par un groupe test ayant eu recours au dépistage et un groupe témoin n’y ayant pas recours. Toutefois, leur étude est limitée par l’absence d’information sur le statut sérologique des répondants.

Ils montrent que suite à l’introduction des trithérapies, les individus s’étant fait dépister ont des pratiques plus à risque que les individus du groupe témoin. Il convient cependant de rester prudent sur le sens global des externalités que peuvent avoir les dépistages des maladies infectieuses. D’une part, le résultat de la compensation effectuée entre les externalités négatives et positives des dépistages considérés n’est pas encore clair ; d’autre part, ces résultats portent sur les maladies sexuellement transmissibles, et relèvent sans doute de logiques particulières qui ne s’appliquent pas à l’ensemble des maladies contagieuses. Il y a en effet dans ces pratiques un arbitrage plaisir/risque absent dans le cas des autres maladies, sauf à considérer des comportements déviants d’une utilité retirée de contaminations volontaires.

Quoi qu’il en soit, ces travaux ont le mérite de rappeler que des externalités négatives peuvent également émerger en matière de prévention. Les externalités négatives considérées habituellement portent sur l’insuffisance de la prévention primaire, par l’adoption de niveau de consommation de biens présentant un risque pour la santé trop important au regard du niveau socialement optimal.

La consommation de produits nocifs pour la santé n’a pas que des conséquences individuelles. La « pollution » du tabagisme passif, les violences ou les accidents de la route imposés à la collectivité par l’alcoolisme ou la prise de drogue sont des exemples d’externalités négatives en matière de prévention. Le problème des externalités négatives

vient là encore de la différence entre intérêts privé et social. Dans ce cas, le coût social des