Effets des non salariés sur la prime d assurance mobile en Côte d Ivoire Effects of unpaid people on mobile insurance in Côte D'Ivoire

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Journal d’Economie, de Management, d’Environnement et de Droit (JEMED)

ISSN 2605-6461 Vol 3. N°2, mai 2020

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Effets des non salariés sur la prime d’assurance mobile en Côte d’Ivoire

Effects of unpaid people on mobile insurance in Côte D'Ivoire

Jérémie Pacôme KOUASSI Doctorant en économie de développement

Université Félix Houphouët-Boigny – Abidjan Côte d’Ivoire

Unité de Formation et de Recherche des Sciences Économiques et de Gestion 04 BP : 2087 Abidjan 04 / Cel. : 07 063 490 / Email: jeremiepacome9@gmail.com

Introduction

En 2013, l’Enquête Nationale sur la Situation de l’Emploi et du Travail des Enfants s’est référée à une population en âge de travailler d’au moins 14 ans pour 62,5% de la population ivoirienne en âge de travailler. Elle est structurée en main-d’œuvre (55,7%) et en hors main- d’œuvre (44,3%). La main-d’œuvre est composée principalement des personnes âgées de 25- ABSTRACT: This study assesses the impact of self-employed on mobile insurance premiums in Côte D'Ivoire. The primary data of the study were collected in the ten municipalities of Abidjan by the contingent valuation method. The simple logic model was the data analysis tool. The consent to pay the insurance premium is at least 5 F.CFA per minute of mobile calls.

Uninsured and Unipersonal determinants negatively affect the likelihood of consent to pay.On opposit, it is positively affected by the determinants of insurance premiums by mobile services, self employed persons and monthly reloads of 3000 F. CFA minimum.For insured persons and insurance premiums by salary, the probability of consent to pay decreases by 43.25% for uninsured persons and increases by 255.53% for insurance premiums by mobile service. Directly, this probability increases by 6.75% and decreases by 1.31% respectively for an increase in mobile insurance premiums and non-insured. The recommendation of mobile insurance allows the self employed to have an insurance premium and purchase instrument to insure their welfare.

K^EYWORDS : Insurance ; mobile insurance ; consent to pay ; Côte D'Ivoire

RÉSUMÉ : Cette étude évalue l’impact des non salariés sur la prime d’assurance mobile en Côte d’Ivoire. Les données primaires de l’étude ont été collectées dans les dix communes du District d’Abidjan par la méthode d’évaluation contingente. Le modèle logit simple a été l’outil d’analyse des données. Le consentement à payer la prime d’assurance est d’au moins 5 F.CFA par minute d’appels mobiles. Les déterminants non assurés et unipersonnels affectent négativement la probabilité du consentement à payer. En revanche, elle est impactée positivement par les déterminants primes d’assurances par service mobile, non salariés et rechargements mensuels de 3000 F.CFA minimum. Relativement aux assurés et aux primes d’assurance par le salaire, la probabilité du consentement à payer baisse de 43,25% pour les non assurés et croit de 255,53% pour les primes d’assurance par service mobile. Directement, cette probabilité décroît de 1,31% et croît de 6,75% respectivement pour une hausse des non assurés et des primes d’assurance par service mobile. La recommandation de l’assurance mobile permet aux non salariés de disposer d’un instrument d’achat de prime d’assurance pour assurer leur bien-être.

MOTS-CLEFS: Assurance ; assurance mobile ; consentement à payer ; Côte d’Ivoire

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125 59 ans (75,2%), de femmes (42,9%), de chômeurs (5,3%) et en emploi (94,7%). Le chômage touche plus aux jeunes (75%), aux femmes (53,4%) et aux personnes faiblement instruites (52%). Le District d’Abidjan a 70% de sa population en âge de travailler dont 43,9% de chômeurs. L’emploi est structuré en emploi non salarié (74,6%) et en emploi salarié (25,4%).

Les sociétés informelles (88,7%) et privées formelles (3,3%) offrent des emplois salariés, mais les salaires du secteur informel sont souvent irréguliers. Les formations non rémunérées (5,3%), les travaux de productions et de consommations personnelles ou de ménages (77%), d’autres formes de travaux¹ (17,1%) et les bénévoles (0,6%) sont des emplois non salariés (INS, 2014).

Né en Allemagne au XIX^ème siècle, Bismarck (1815-1898) a suggéré des prélèvements sur le salaire des ouvriers pour financer leurs sinistres en cas de survenance afin de mutualiser leurs risques.Cette approche de financement de la santé a été utilisée dans plusieurs pays, comme l’Allemagne, la France, le Luxembourg, les Pays-Bas, l’Autriche et la Côte d’Ivoire. La Mutuelle Générale des Fonctionnaires et Agents de l’État en Côte d’Ivoire (MUGEF-CI) est une illustration de cette méthode qui exclut les non salariés. En 2013, le financement des soins de santé en Côte d’Ivoire est reparti entre les ménages (51,08%), l’administration publique (24,48%), les sociétés (14,44%), les partenaires financiers (9,99%) et les organismes non gouvernementaux (0,01%).Or, des ménages sans revenu salarial (40%) et travaillant dans le secteur informel (31%) ont financé informellement la santé à 44%(MSHP, 2015).

En 2014, la population de la Côte d’Ivoire était de 23 millions d’habitants avec un taux de croissance de 2,6% conformément au Recensement Général de la Population et de l’Habitat.

Cette croissance a baissé par rapport à celle de 1975 (3,8%) et de 1998 (3,3%) (INS, 2014).

En 2013, le taux de la couverture nationale du réseau de la téléphonie mobile était de 94%. De 2013 à 2015, son taux de pénétration est passé de 84% à 109,23% (ARTCI, 2015). Cette croissance de la téléphonie mobile est très forte par rapport à la croissance de la population.

Pour répondre à la mobilité de cette population, plusieurs antennes d’émissions des ondes électromagnétiques sont installées sur des immeubles d’habitationou dans les lieux publics.

Or, le rayonnement électromagnétique produit des ondes radiofréquence pour faciliter la connectivité du réseau mobile dont les ondes de basses fréquences affectent la santé (Wertheimer et Leeper, 1979). En somme, les individus sans revenus salariaux ou exerçant dans le secteur informel peuvent-ils financer leur santé par des prélèvements sur les appels mobile ?

L’objectif de cet article consiste à évaluer l’impact des non salariés sur la prime d’assurance mobile² en Côte d’Ivoire. Cette contribution détermine le Consentement à Payer (CAP) une prime d’assurance mobile par la méthode d’évaluation contingente. Par le modèle logit simple, elle analyse d’une part, les effets des non salariés et identifie d’autre part, les déterminants de la probabilité à payer une prime d’assurance mobile. Partant de l’introduction, l’étude s’organise autour d’une revue de littérature, des matériels et méthodes, des résultats, d’une discussion et d’une conclusion.

1. Revue de la littérature

L’approche Bismarck du financement de la santé est dépendante de l’emploi. Cet emploi, par le biais du salaire, permet de mutualiser le risque de la santé par l’entremise d’une assurance.

Or, les trois quarts des travailleurs de l’Asie du Sud et de l’Afrique subsaharienne sont dans

1 Les autres formes de travaux prennent en compte des aides familialles, c'est-à-dire les personnes qui participent aux activités de la maison dont elles ne sont pas les premières responsables.

2 L’assurance mobile se définit comme l’ensemble des prélèvements sur les services de communications (appels, internet et SMS) de la téléphonie mobile pour financer sa couverture d’assurance.

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126 les emplois vulnérables (OIT, 2014). Aussi, la Côte d’Ivoire dispose-t-elle de 93% d’emplois vulnérables en 2008 (PNUD, 2013).

En outre, la téléphonie mobile connaît une forte croissance dans le monde. En 2011, quatre milliards de personnes sur une population de sept milliards sont détentrices du téléphone mobile dans le monde (Feneyrol, 2012). En Afrique, 620 millions de personnes disposent au moins d’un téléphone portable. Ces personnes sont issues des classes moyennes, à revenu modeste et en milieu rural (Parmentier, 2012). La Côte d’Ivoire dispose plus de 25 millions d’abonnés de la téléphonie mobile avec un taux de pénétration de 109,23% en 2015 (ARTCI, 2015).

Certains chercheurs ont mené des études expérimentales sur les effets de la téléphonie mobile en rapport avec la santé des hommes ou des animaux. Ils révèlent que ces effets dommageables apparaissent sur les appareils reproducteurs mâles, le cerveau et la tête en général.

Agarwal et al. (2009) ont analysé les effets des ondes électromagnétiques de radiofréquence du téléphone mobile sur le sperme humain dans un milieu in vitro. Ils sont arrivés à la conclusion que le téléphone mobile en phase de conversation dans une poche affecte négativement les spermatozoïdes ou nuit à la fertilité de l’homme.

Tas et al. (2014) ont étudié les effets à long terme du rayonnement radiofréquence de 900 MHz du téléphone mobile sur les organes reproducteurs des rats mâles. Ils ont révélé qu’une longue exposition au rayonnement radiofréquence de 900 MHz change certains paramètres de reproduction chez les rats mâles.

Bhargav et al. (2015) se fondent sur les téléphones mobiles qui émettent à partir des champs électromagnétiques de fréquences comprises entre 900 et 1800 MHz. Ils ont utilisé la technique de visualisation par décharge gazeuse pour diagnostiquer l’état précoce du risque de cancer pour une association des radiations de téléphones portables et de ces pylônes.

Cho et al. (2016) ont analysé le lien entre la fréquence d'appels mobiles et leur durée avec les symptômes des maladies non spécifiques. Les résultats de l’analyse montrent que la durée des appels mobiles concourt à la gravité des maux de tête.

Deniz et al. (2017) supposent que l’usage récurrent des téléphones mobiles conduit à des effets physiologiques et psychologiques sur la santé humaine. Ils sont parvenus à la conclusion que les appels mobiles à longue durée ont un impact significatif sur le manque d’attention et de concentration.

Au regard des travaux des chercheurs, une mutualisation du risque santé par le biais des ressources tirées de la téléphonie mobile apparaît impérative pour la population vulnérable.

La Méthode d’Evaluation Contingente (MEC) tire ses origines de l’évaluation des actifs naturels pour l’observation des usages récréatifs (Davis, 1963). Des thématiques de la santé (Clarke, 2002), de l’internet (Dou, 2004), de l’énergie renouvelable (Wiser, 2007) et de l’environnement (Voltaire, 2011) ont été traitées par cette méthode. Par contre, la méthode est soumise à des biais de conception, de sélection, de protection et bien d’autres. Pour minimiser le biais de conception, les fiches d’enquêtes ont été distribuées gracieusement aux enquêtés sur site. Aussi, le biais de sélection a-t-il suscité le choix des sites d’enquêtes pour éviter l’exclusion d’une partie de la population cible. Enfin, le biais de protection a été appréhendé par des questions fermées dans la présente étude.

Le consentement à payer est le prix maximum d’un bien ou service qu’un client est disposé à payer (Le Gall-Ely, 2009). De même, il est le prix maximum en-dessous duquel un individu a la certitude d’acheter la marchandise ou de payer le service rendu (Wang et al., 2007). Aussi, le consentement à payer est-il confronté à des biais hypothétique et stratégique.Or, un scénario réel n’a pas été réalisé afin d’évaluer le biais hypothétique. Bien que, les enquêtés

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127 n’aient pas en connaissance de l’usage des résultats de la recherche. Ils sont donc dans l’impossibilité de faire usage du biais stratégique.

2. Matériel et méthodes

2.1. Matériel

Le premier instrument de l’étude est fondé sur une fiche d’enquête qui a été administrée à la population du District d’Abidjan. Cette fiche présente les variables du lieu d’enquête et les déterminants de la santé, de l’économie et du social. Pour capter la population des non salariés, les marchés et les gares de transports (lagunaires ou terrestres) ont été les sites d’enquêtes dans les dix (10) communes du District d’Abidjan. Abidjan a une superficie de 2119 kilomètres carrés et sa population en 2014 était de 4,395 millions d’habitants (INS, 2014). La figure 1 présente les différentes zones d’enquêtes.

Figure 1 : Zone d’enquête dans le District d’Abidjan

Source : Réalisée par Tanoh, Doctorant à l’UFR de géographie de l’Université Félix Houphouët-Boigny

Le deuxième instrument est relatif à l’usage d’un ordinateur Hewlett-Packard ProBook de 13 pouces et des logiciels de traitement de texte (Word 2013) et des données (Excel 2013, Eviews 9 et STATA 14). Le logiciel de traitement de texte a permis de rédiger l’article, où les logiciels de traitement de données conduisent à la production des figures et des tableaux.

2.2. Méthodes

La MEC est indiquée aux questionnements d’un échantillon d’une population donnée, contrairement aux méthodes des coûts de transport ou des prix hédonistes (Prigent, 2001). Les méthodes des coûts de transport ou des prix hédonistes utilisent des approches indirectes pour observer les actions réelles des individus face à la valeur d’un bien naturel. Par contre, la MEC s’adresse directement aux individus pour obtenir la valeur du bien marchand (Gildas, 2004). Cette dernière méthode a été utilisée pour la collecte des données de cette étude.

La taille de l’échantillon est inspirée du recensement général de la population de 2014 en Côte d’Ivoire. Une estimation par intervalle de la proportion des non-salariés est définie par :

Yopougon

Abobo

Port-Bouët Attécoubé

Adjamé

Cocody

Treichville

Marcory Koumassi Plateau

LaguneEbrié

OCEANATLANTIQUE

Commune Plan d'eau Site d'enquête Limite decommune

N

0 4 Km

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= ^⁄ ⁽ ⁾où : taille de l’échantillon, ∶ marge de l’erreur, soit 0,0289, le seuil de confiance est de 95%, soit _⁄ = 1,96. Le choix de la proportion préalable est = 0,50 ; car la proportion permet d’obtenir la plus grande taille d’un échantillon d’une population de recherche. Elle ne nécessite pas la connaissance de la proportion de la population mère et ne demande pas d’étude préalable pour connaître cette proportion de la population mère (Anderson, Sweeney et Williams, 2011). Par conséquent, la taille de notre échantillon de recherche est : =( , ) ∗ , ∗( , )

( , ) ≈ 1,150.

Une pré-enquête a permis de tester auprès de douze (12) personnes pour corriger les insuffisances des questionnaires et de les valider. Ensuite, l’enquête s’est déroulée dans les dix (10) communes du District d’Abidjan de mars à décembre 2018, plus précisément dans les gares intercommunales et communales ou dans les grands marchés. Enfin, la méthode d’échantillonnage simple a été utilisée pour le choix d’un enquêté. Le numéro de téléphone mobile a servi d’élément de sélection des enquêtés. Par conséquent, le choix aléatoire de l’enquêté est guidé par un tirage sans remise. Le tableau 1présente la répartition des enquêtés par commune.

Tableau 1 : Répartition des enquêtés par commune

Lieux d’enquête Population d’Abidjan Population enquêtée Effectifs Proportions Effectifs Proportions Abobo 1 030 658 23,45% 270 23,45%

Adjamé 372 978 8,49% 98 8,49%

Attécoubé 260 911 5,94% 68 5,94%

Cocody 447 055 10,17% 117 10,17%

Koumassi 433 139 9,85% 113 9,85%

Marcory 249 858 5,68% 65 5,68%

Plateau 7 488 0,17% 2 0,17%

Port-Bouët 419 033 9,53% 110 9,53%

Treichville 102 580 2,34% 27 2,34%

Yopougon 1 071 543 24,38% 280 24,38%

Total 4 395 243 100% 1 150 100%

Source : Auteur et données d’enquête (2018)

Le modèle logit est orienté vers la résolution des problèmes à choix discret ou dichotomique.

La formalisation mathématique du modèle est basé sur les variables aléatoires de deux réalisations possibles. En somme, une décision qui répond par ‘’oui’’ ou ‘’non’’, est codée en valeur entière ‘’1’’ ou ‘’0’’. De sorte qu’une variable aléatoire est définie par = 1, si la décision est ‘’oui’’ pour les individus non salariés et = 0, si la décision est ‘’non’’ pour ces mêmes individus. Par conséquent, un vecteur de variables explicatives et mesurables permet de conditionner l’apparition de chacune des deux réalisations dont : = ( ; ; … ; ) avec un vecteur de coefficients défini par : = ( ; ; … ; ) .

La probabilité de l’événement = 1 est définie par la fonction de répartition dichotomique ( ). La distribution de la variable aléatoire est :

( = 1) = ( ) et ( = 0) = 1 − ( ) avec une espérance conditionnée de la variable aléatoire sachant de : ( / ) = 0. [1 − ( )] + 1. [ ( )] = ( ) et une fonction dichotomique de : = ( = 1/ ) = ( )∀ ∈ [1, ].

Dans le cas du modèle logit, la fonction de répartition (. ) est définie par :

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∀ ∈ ( ) = = ∅( ) où le vecteur des variables explicatives et le vecteur des paramètres définissent la valeur de la fonction de répartition. En somme, le modèle logit est défini par : = ∅( + ) = ( ) = ∀ ∈ [1, ].

L’estimation des paramètres est dépendante de la méthode du maximum de vraisemblance. La fonction du maximum de vraisemblance s’exprime par :

( ) = ∏ [ ( + )] [1 − ( + )] et le log-vraisemblance est : ( ) = ∑ ln [ ( + ) + ∑ (1 − )ln [1 − ( + )],

soit : ( ) = ∑_: ln [ ( + ) + ∑_: ln [1 − ( + )].

La condition du premier ordre pour la maximisation de la fonction logit, on suppose que :

∅ = ∅( + ) et = ^∅(_∅( ⁾₎, la procédure d’estimation consiste à déterminer la valeur de qui maximise la vraisemblance ou le logarithme ( ). Or, le log-vraisemblance ( ) est concave dans un modèle logit. Par conséquent, est la solution de l’équation ^{( ( ))}= 0.

En outre, ^{( ( ))}= ∑ ( − ∅ )_{∅ (} _{∅ )} = 0, cette solution est unique dans le cas usuels de non-dégénérescence. Toute la procédure itérative converge vers . La mesure de l’adéquation du modèle est définie par le pseudo-R² :

− = 1 −^∑ _[^[ ₍ ⁽ _{) (}^{) (} _)] ⁾, ou ̂ = ( ) et = ∑ est la proportion d’observation tel que = 1.

La définition de l’effet marginal du modèle logit est tributaire de la fonction :

= ∅( + ) + . Par conséquent, l’effet marginal d’une variable sur la probabilité de = 1 est de : ^∅( ⁾= ∅ ( + ), en application avec le modèle logit :

∅( )

= ₍ ⁽ ⁾₎ . L’effet marginal de sur varie en fonction du point à partir duquel il est apprécié.

Les coefficients estimés des modèles logistiques ne sont pas interprétables directement. Par conséquent, les résultats doivent être présentés sous la forme de « odds³ » (noté Ω) ; ou plus précisément, sous la forme de « odds ratio » (noté OR) qui « exponentie » les coefficients estimés. Ces formes permettent de modifier le rapport de probabilité considéré lorsqu’on incrémente d’une unité (effet marginal) la variable explicative. L’interprétation du OR renvoie à la probabilité d’occurrence de l’événement étudié sur la probabilité de l’événement contraire, soit :

( ) =

1 − = ( = 1/ )

1 − ( = 1/ )= exp( )

( / ) =

( / , )

= ( )

Dans le cadre de notre recherche, la forme générale du modèle logit est par :

= + + +

+ .

3 Soit p la probabilité d’un événement, le rapport p/(1-p) est dénommé le « odds » de cet événement.

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130 Les différentes variables du modèle ont été définies dans le tableau 2.

Tableau 2 : Caractéristiques des variables sociales, économiques et santé

Variables Définitions des variables Signes attendus MINUTASSUR

Consentement à payer une prime d’assurance mobile minimum de 5 F.CFA par minute d’appel mobile pour la couverture d’une assurance

NONSALARIE Personne non salariée (sans emploi, emploi libre, emploi

occasionnel, élève ou étudiant) Positif

NONASSURE Personne ne disposant pas du tout d’une police d’assurance

santé (non assurée) Négatif

CELIBATAIRE Personne n’étant pas en couple (célibataire, Veuve (f),

Divorcé(e) ou Séparé(e)) Négatif

RECHARGETEL Rechargement mobile minimum de 3000 F.CFA chaque mois Positif SERVASSUR

Achat d’une prime d’assurance mobile minimum à 5 F.CFA pour chaque utilisation du service mobile afin de couvrir son

assurance Positif

Source : Auteur

3. Résultats statistiques et économétriques

3.1. Résultats statistiques

3.1.1. Financement de la prime d’assurance mobile

Dans une approche assurantielle des non-salariés, l’enquête révèle un mécanisme de financement de la prime d’assurance mobile. Ce mécanisme est fondé sur le mode de prélèvement au profit de l’assurance, de la prime d’assurance mobile et de la capacité financière des non salariés.

Les habitudes du prélèvement pour l’assurance santé sont révélées par la prédominante du prélèvement sur le salaire (44,61%). En outre, la nouvelle approche du prélèvement de l’assurance santé qui est présentée par cette étude est le prélèvement sur la minute d’appel mobile ou sur les services mobiles. Le prélèvement par la minute d’appel mobile (43,83%) précède le prélèvement sur le salaire. Toutefois, la cotisation individuelle mensuelle (40,26%) et le prélèvement sur les services mobiles (32,70%) présentent les autres éventualités du prélèvement au profit de l’assurance. Le choix du prélèvement sur la minute d’appel mobile permet de s’interroger sur la valeur de la prime d’assurance santé (voir la figure 2).

Figure 2 : Mode de prélèvement de la prime Figure 3 : Consentement à ayer une prime d’assurance d’assurance mobile

Source : Auteur et Données d’enquête, 2018 Source : Auteur et Données d’enquête, 2018

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Par la méthode du consentement à payer (CAP), la prime d’assurance pour une minute d’appel mobile est évaluée par une question fermée. La

d’assurance inférieure à cinq (5) francs CFA pour 37,91% d’in

CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile d’au moins cinq (5) francs CFA pour 58,70% d’individus. Où, 31,39%

dix (10) francs CFA et 27,30% d’individus (10) francs CFA. Par conséquent, la v

définie par le CAP de la prime d’assurance d’une minute d’appel mobile minimum de cinq (5) francs CFA.

La prime d’assurance par servi

à la figure 4. Une prime d’assurance par service mobile manifestée par 34% d’individus. Or, 63%

service mobile d’au moins cinq (5) francs CFA. Où, 35% d’individus offrent une prime d’assurance inférieure à dix (10) francs CFA et 28% d’individus proposent une prime d’assurance à plus de dix (10) francs CFA.

La capacité financière des individus est évaluée par

leur téléphone mobile. une structuration des rechargements d’unités de communication mensuelle est présentée à la figure 5

Figure 4 : Prime d’assurance par service Figure 5 mobile communication mensuelle

Source : Auteur et Données d’enquête, 2018

Le rechargement minimum mensuel de la plupart des individus est à trois mille (3000) CFA (74%) dont 56% inférieur à dix mille (10000) francs CFA et 18% de dix mille (10000) francs CFA et plus. Les individus qui font un rechargement inférieur à trois mille (3000) francs CFA sont estimés à 25%. Au regard des résultats, les individus d

de financement de l’assurance mobile.

3.1.2. Mode de couverture de l’assurance santé

La couverture d’assurance santé est analysée par l’achat d’une prime d’assurance et pour le choix de consultation à des soins de

(66%) ne disposent pas d’assurance santé. In fine, la prob

salariés ne trouve pas sa solution dans le mécanisme d’assurance lié à la profession.

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Par la méthode du consentement à payer (CAP), la prime d’assurance pour une minute d’appel mobile est évaluée par une question fermée. La figure 3 montre un CAP une prime d’assurance inférieure à cinq (5) francs CFA pour 37,91% d’individus. Elle présente aussi un CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile d’au moins cinq (5) francs CFA individus. Où, 31,39% d’individus offrent une prime d’assurance inférieure à dix (10) francs CFA et 27,30% d’individus proposent une prime d’assurance à plus de dix Par conséquent, la variable endogène de l’étude (MINUTASSUR) est définie par le CAP de la prime d’assurance d’une minute d’appel mobile minimum de cinq (5) La prime d’assurance par service mobile est évaluée par une question fermée et est présentée . Une prime d’assurance par service mobile inférieure à cinq (5) francs CFA est manifestée par 34% d’individus. Or, 63% des individus suggèrent une prime d’assurance par mobile d’au moins cinq (5) francs CFA. Où, 35% d’individus offrent une prime d’assurance inférieure à dix (10) francs CFA et 28% d’individus proposent une prime d’assurance à plus de dix (10) francs CFA.

La capacité financière des individus est évaluée par le montant de rechargement mensuel de leur téléphone mobile. une structuration des rechargements d’unités de communication

ésentée à la figure 5.

: Prime d’assurance par service Figure 5 : Rechargement d’unité de communication mensuelle

: Auteur et Données d’enquête, 2018 Source : Auteur et Données d’enquête, 2018

Le rechargement minimum mensuel de la plupart des individus est à trois mille (3000) CFA (74%) dont 56% inférieur à dix mille (10000) francs CFA et 18% de dix mille (10000) francs CFA et plus. Les individus qui font un rechargement inférieur à trois mille (3000) francs CFA sont estimés à 25%. Au regard des résultats, les individus disposent des capacités de financement de l’assurance mobile.

.1.2. Mode de couverture de l’assurance santé

La couverture d’assurance santé est analysée par l’achat d’une prime d’assurance et pour le choix de consultation à des soins de santé. Eu égard aux résultats de la figure 6

(66%) ne disposent pas d’assurance santé. In fine, la problématique assurantielle des non salariés ne trouve pas sa solution dans le mécanisme d’assurance lié à la profession.

131 Par la méthode du consentement à payer (CAP), la prime d’assurance pour une minute montre un CAP une prime dividus. Elle présente aussi un CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile d’au moins cinq (5) francs CFA d’individus offrent une prime d’assurance inférieure à ent une prime d’assurance à plus de dix (MINUTASSUR) est définie par le CAP de la prime d’assurance d’une minute d’appel mobile minimum de cinq (5) ce mobile est évaluée par une question fermée et est présentée à cinq (5) francs CFA est des individus suggèrent une prime d’assurance par mobile d’au moins cinq (5) francs CFA. Où, 35% d’individus offrent une prime d’assurance inférieure à dix (10) francs CFA et 28% d’individus proposent une prime le montant de rechargement mensuel de leur téléphone mobile. une structuration des rechargements d’unités de communication

: Rechargement d’unité de

: Auteur et Données d’enquête, 2018

Le rechargement minimum mensuel de la plupart des individus est à trois mille (3000) francs CFA (74%) dont 56% inférieur à dix mille (10000) francs CFA et 18% de dix mille (10000) francs CFA et plus. Les individus qui font un rechargement inférieur à trois mille (3000) isposent des capacités

La couverture d’assurance santé est analysée par l’achat d’une prime d’assurance et pour le figure 6, les individus lématique assurantielle des non salariés ne trouve pas sa solution dans le mécanisme d’assurance lié à la profession.

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Figure 6 : Choix d’assurance santé Figure 7

La moitié des individus (50%) ne sollicite pas les professionnels de la santé pour leurs consultations à des soins de santé

des difficultés d’accès aux professionnels de

des coûts de consultations. L’offre d’assurance innovante qui exclut l’achat de la prime d’assurance par la profession peut augmenter les consul

L’analyse économétrique du

variable d’absence d’assurance santé. Dans la mesure où, la variable consul professionnel de santé présente deux modalités en équidistant ent

services de soins.

3.1.3. Statut social

Le statut social des individus passe en revue la tranche d’âge, le genre, le statut matrimonial, le statut professionnel et le niveau d’ins

d’âge de 19 ans à 36 ans constitue la plus forte population (55%). Elle est suivie par la tranche d’âge de 36 ans à 56 ans (24%), de 13 ans à 19 ans (11%) et de 56 ans et plus (9%). En somme, une population jeune a été la cible de l’étude, soit 66

13 et 36 ans.

Figure 8 : Tranche d’âge de l’échantillon

Le genre de l’échantillon est dominé par les hommes (59%) en comparaison aux femmes (41%) (voir la figure 9). Le statut matrimonial comprend une forte population des célibataires (66%). Il est suivi des couples (marié(e)s ou concubinages) (29%). Dans l’approche d’une assurance individuelle, les individus qui ne sont pas en couple représentent 71% de la population de l’étude ( voir la figure 10

4 Les salariés sont les individus en emploi dans le public ou le privé. Ils sont rémunérés régulièrement chaque mois. Les commerçants sont les individus qui font la vente des marchandises diverses sur les marchés, dans les Journal d’Economie, de Management, d’Environnement et de Droit (JEMED)

Vol 3. N°2, mai 2020

: Choix d’assurance santé Figure 7 : Choix des consultations pour les soins de santé

La moitié des individus (50%) ne sollicite pas les professionnels de la santé pour leurs consultations à des soins de santé (voir la figure 7). Cette tranche de la population exprime

’accès aux professionnels de santé à cause d’une absence d’assurance santé et des coûts de consultations. L’offre d’assurance innovante qui exclut l’achat de la prime d’assurance par la profession peut augmenter les consultations des professio

du mode de couverture de l’assurance santé est absence d’assurance santé. Dans la mesure où, la variable consul

santé présente deux modalités en équidistant entre la demande et l’o

Le statut social des individus passe en revue la tranche d’âge, le genre, le statut matrimonial, le statut professionnel et le niveau d’instruction. Au vu des résultats de la

d’âge de 19 ans à 36 ans constitue la plus forte population (55%). Elle est suivie par la tranche d’âge de 36 ans à 56 ans (24%), de 13 ans à 19 ans (11%) et de 56 ans et plus (9%). En somme, une population jeune a été la cible de l’étude, soit 66% dont l’âge est compris entre

: Tranche d’âge de l’échantillon Figure 9 : Genre de l’échantillon

Le genre de l’échantillon est dominé par les hommes (59%) en comparaison aux femmes . Le statut matrimonial comprend une forte population des célibataires des couples (marié(e)s ou concubinages) (29%). Dans l’approche d’une assurance individuelle, les individus qui ne sont pas en couple représentent 71% de la voir la figure 10). La proportion des modalités du statut professionnel

Les salariés sont les individus en emploi dans le public ou le privé. Ils sont rémunérés régulièrement chaque mois. Les commerçants sont les individus qui font la vente des marchandises diverses sur les marchés, dans les 132 : Choix des consultations pour les

La moitié des individus (50%) ne sollicite pas les professionnels de la santé pour leurs . Cette tranche de la population exprime santé à cause d’une absence d’assurance santé et des coûts de consultations. L’offre d’assurance innovante qui exclut l’achat de la prime

tations des professionnels de santé.

mode de couverture de l’assurance santé est réalisée par la absence d’assurance santé. Dans la mesure où, la variable consultation d’un re la demande et l’offre des

Le statut social des individus passe en revue la tranche d’âge, le genre, le statut matrimonial, la figure 8, la tranche d’âge de 19 ans à 36 ans constitue la plus forte population (55%). Elle est suivie par la tranche d’âge de 36 ans à 56 ans (24%), de 13 ans à 19 ans (11%) et de 56 ans et plus (9%). En t l’âge est compris entre : Genre de l’échantillon

Le genre de l’échantillon est dominé par les hommes (59%) en comparaison aux femmes . Le statut matrimonial comprend une forte population des célibataires des couples (marié(e)s ou concubinages) (29%). Dans l’approche d’une assurance individuelle, les individus qui ne sont pas en couple représentent 71% de la du statut professionnel⁴

Les salariés sont les individus en emploi dans le public ou le privé. Ils sont rémunérés régulièrement chaque mois. Les commerçants sont les individus qui font la vente des marchandises diverses sur les marchés, dans les

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ISSN 2605-6461 Vol 3. N°2, mai 2020

est répartie en deux groupes dont les non présente en détail les modalités.

Figure 10 : Répartition du statut Figure 11 matrimoniale

Le statut des non-salariés est défini par les sans emploi

par la fonction commerçante, élève ou étudiant. Les individus en (salariés) représentent 23,22%. Or, les com

occasionnel (36,61%) ont des revenus instables. Les étudiants ou élèves constituent la plus forte population avec 39,91%. Ils bénéficient d

parents. Les non-salariés (76,52%) sont considérés comme la variable d’intérêt.

Eu égard aux résultats de la figure 12 la moitié de la population de l

primaire (6,7%) en terme de proportion de la population. Dans une approche sociale, la population de la recherche est composée plus de jeunes avec plus de 40% des femmes. Elle est à majorité célibataire pour un niveau d’instruction minimum secondaire et n

Figure 12 : Répartition du niveau d’instruction

En conclusion, toutes les variables retenues présentent une moyenne supérieure regard des résultats du tableau

rues ou dans les lieux des gares etc. Les emplois libres font référence aux pe

maçon, menuisier, mécanicien, etc.). Les emplois occasionnels sont liés aux individus qui exercent des emplois de mains d’œuvre dans les usines ou au port sans contrat formel av

chômeurs, les élèves et étudiants.

Journal d’Economie, de Management, d’Environnement et de Droit (JEMED) Vol 3. N°2, mai 2020

t répartie en deux groupes dont les non-salariés (76,5%) et les salariés (23,2%) présente en détail les modalités.

du statut Figure 11 : Répartition du statut professionnel

: Auteur et Données d’enquête, 2018Source : Auteur et Données d’enquête, 2018

est défini par les sans emploi, les emplois libres ou occasionnels et par la fonction commerçante, élève ou étudiant. Les individus en situation d’emploi stable (salariés) représentent 23,22%. Or, les commerçants, les sans-emploi, les emplois libre et occasionnel (36,61%) ont des revenus instables. Les étudiants ou élèves constituent la plus forte population avec 39,91%. Ils bénéficient des transferts en ressources financières

salariés (76,52%) sont considérés comme la variable d’intérêt.

figure 12, le niveau d’instruction supérieur (57,6%) est plus que la moitié de la population de la recherche. Le niveau secondaire (33,7%) vient avant le niveau primaire (6,7%) en terme de proportion de la population. Dans une approche sociale, la population de la recherche est composée plus de jeunes avec plus de 40% des femmes. Elle

élibataire pour un niveau d’instruction minimum secondaire et n du niveau d’instruction

En conclusion, toutes les variables retenues présentent une moyenne supérieure regard des résultats du tableau 3.

tc. Les emplois libres font référence aux petits métiers (couturier, coiff maçon, menuisier, mécanicien, etc.). Les emplois occasionnels sont liés aux individus qui exercent des emplois

mains d’œuvre dans les usines ou au port sans contrat formel avec les entreprises. Les sans

133 salariés (76,5%) et les salariés (23,2%). La figure 11

: Répartition du statut professionnel

, les emplois libres ou occasionnels et situation d’emploi stable , les emplois libre et occasionnel (36,61%) ont des revenus instables. Les étudiants ou élèves constituent la plus es transferts en ressources financières de leurs salariés (76,52%) sont considérés comme la variable d’intérêt.

, le niveau d’instruction supérieur (57,6%) est plus que a recherche. Le niveau secondaire (33,7%) vient avant le niveau primaire (6,7%) en terme de proportion de la population. Dans une approche sociale, la population de la recherche est composée plus de jeunes avec plus de 40% des femmes. Elle

élibataire pour un niveau d’instruction minimum secondaire et non salarié.

En conclusion, toutes les variables retenues présentent une moyenne supérieure à 50% au

tits métiers (couturier, coiffeur, maçon, menuisier, mécanicien, etc.). Les emplois occasionnels sont liés aux individus qui exercent des emplois ec les entreprises. Les sans-emplois sont les

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134 Tableau 3 : Moyenne des variables

Variables Observations Moyennes Écart-Type Minimum Maximum MINUTASSUR 1,150 .5869565 .4925947 0 1

NONSALARIE 1,150 .7678261 .4224031 0 1 NONASSURE 1,150 .666087 .4718143 0 1

CELIBATAIRE 1,150 .7069565 4553562 0 1

RECHARGETEL 1,150 .7417391 .4378686 0 1 SERVASSUR 1,150 .6313043 .4826611 0 1 Source : Auteur et Données d’enquête, 2018

Les variables ne sont pas aussi corrélées à la variable endogène, excepté la variable de la prime d’assurance par service mobile, au vu des résultats du tableau 4.

Tableau 4 : Moyenne des variables

MINUTAS NONSAL NONASS CELIBA RECHAR SERVAS MINUTASSUR 1.0000

NONSALARIE -0.0723 1.0000

NONASSURE -0.1446 0.4797 1.0000

CELIBATAIRE -0.1598 0.4152 0.2733 1.0000

RECHARGETEL 0.1789 -0.1363 -0.1397 -0.1136 1.0000

SERVASSUR 0.6694 -0.0745 -0.1092 -0.1317 0.1791 1.0000 Source : Auteur et Données d’enquête, 2018

Un modèle logit simple est utilisé commme l’instrument d’évaluation des résultats.

3.2. Résultats économétriques

3.2.1. Résultats des estimations du modèle logit simple

Le modèle est statistiquement valide, car le test de Wald est 381,71 et est significatif à 1%. La variance de la probabilité du CAP une prime d’assurance mobile d’une minute d’appel (MINUTASSUR) est expliquée par l’ensemble des variables explicatives à 36,98%, car le pseudo R² = 0,3698. Les résultats des estimations sont présentés sous la forme de coefficients et de coefficients exponentiels (odds ratio) dans le tableau 5.

Tableau 5 : Résultat des estimations du modèle logit

Number of obs = 1150 Wald chi2(5) = 381,71 Prob > chi2 = 0,0000*** Pseudo R2 = 0,3698

MINUTASSUR Coefficients Odds Ratio P>|z|

NONSALARIE 0,4158156 1,515606 0,005***

NONASSURE -0,5664405 0,567542 0,007***

CELIBATAIRE -0,5810124 0,5593318 0,006***

RECHERGETEL 0,4266714 1,532149 0,031**

SERVASSUR 3,278259 26,52953 0,000***

_CONS -1,48098 0,2274148 0,000***

*** (**) * : indiquent une significativité de 1%, 5% et 10%

Source : Données d’enquête, 2018

Le signe des estimations permet d’interpréter les coefficients. Par contre, l’impact des variables explicatives sur la probabilité de la variable expliquée est mesuré par des ‘’odds ratio’’. La mesure de l’impact n’est pas uniforme et est fonction de la variable explicative (Long, 1997).

Dans le cas d’une variable explicative continue, le coefficient du risque relatif (odds ratio) indique l’effet d’une augmentation unitaire de la variable, sur la probabilité de réalisation de l’alternative considérée. Ce risque relatif est un exponentiel dont un cor > 1 a un effet positif

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135 et un cor < 1 à un effet négatif. Or, une variable dichotomique prend la valeur 1 et son cor définit le pourcentage de la probabilité de réalisation de l’alternative prise. Toutes les variables de notre étude sont dichotomiques donc leurs interprétations se feront en ceteris paribus.

Les variables ont respecté les signes attendus dans le modèle. Le signe des coefficients indique le sens de contribution de la variable explicative à la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile. L’odds ratio définit la proportion de la variable explicative qui participe à la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile par rapport à la variable alternative.

4.2.2. Résultats des effets marginaux du modèle logit simple

Les effets marginaux permettent d’analyser l’influence de la variation d’une unité de la variable explicative sur la variation de la variable expliquée (MINUTASSUR). Les variables explicatives sont : NONSALARIE, NONASSURE, CELIBATAIRE, RECHARGETEL et SERVASSUR. Toutes les variables affectent significativement la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile. Les résultats des effets marginaux sont présentés dans le tableau 6.

Tableau 6 : Effets marginaux du modèle logit simple

MINUTASSUR Prob(MINUTASSUR) = 0.6074

dy/dx P>|z|

NONSALARIE° 0,1009224 0,009***

NONASSURE° -0,1313988 0,005***

CELIBATAIRE° -0,1338279 0,004***

RECHARGETEL° 0,1034019 0,034**

SERVASSUR° 0,6748297 0,000***

Note (°) : dy/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1

*** (**) * : indiquent une significativité de 1%, 5% et 10%

Source : Données d’enquête, 2018

Dans le cadre du mécanisme de financement des soins de santé, le rechargement d’un montant minimum mensuel de trois mille (3000) francs CFA et la prime d’assurance minimum par service mobile de cinq (5) francs CFA ont une influence positive sur la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile. Ces résultats sont mis en évidence par le signe positif des variables. Dans le cadre de la couverture santé, les individus non assurés influencent négativement la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile, car la variable a un signe négatif. Dans le cadre social, la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile influence positivement les non salariés et négativement les individus unipersonnels. La conséquence est que la variable des non salariés est positive et la variable des individus unipersonnels est négative.

Au regard des résultats des estimations et des effets marginaux du modèle logit simple, les non salariés impactent positivement la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile pour un montant minimum de cinq (5) francs CFA. En somme, les non salariés, les non assurés, les individus unipersonnels, le rechargement du téléphone mobile mensuellement d’un montant minimum de trois mille (3000) francs CFA et la prime d’assurance par service de la téléphonie mobile d’un montant minimum à cinq (5) francs CFA apparaissent comme des déterminants à la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel d’un montant minimum de cinq (5) francs CFA.

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4. Discussion des résultats

La définition de la taille de l’échantillon dans chaque commune a été faite sur la base de la proportion de la population dans les communes d’Abidjan. Ainsi, le tableau 1 de l’annexe montre que la commune de Yopougon (24,38%) a la plus forte population. Elle est suivie de la commune d’Abobo (23,45%), de Cocody (10,17%), de Koumassi (9,85%) et de Port-Bouët (9,53%). Les communes d’Adjamé (8,49%), d’Attécoubé (5,94%) et de Marcory (5,68%) ont une taille d’échantillon inférieure à cent (100) personnes, mais elle demeure appréciable. La commune de Treichville (2,34%) a une faible population dans l’échantillon de l’étude. Par contre, celle du Plateau (0,17%) est très faible et est approximée à un taux nul. Par déduction, l’échantillon de l’étude est représentatif de la population des communes du District d’Abidjan, car le recensement général de la population et de l’habitat présente les mêmes proportions dans chacune des communes.La part de la population jeune (66%), figure 8, et de femme (41%), figure 9, est même respectée dans cette étude (INS, 2014).

Au vu des résultats statistiques, des mécanismes de prélèvement pour financer l’assurance, le prélèvement sur la minute d’appel mobile précède le prélèvement sur le salaire. Le CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile apparaît comme une variable expliquée du modèle logit simple. En outre, une hausse de la recharge du téléphone mobile mensuel d’un montant minimum de trois mille (3000) francs CFA concourt à l’accroissement de la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile. Le résultat se justifie par la valeur positive du coefficient de la recharge mensuelle du téléphone mobile.

Relativement aux montants de rechargement inférieurs à trois (3000) francs CFA, la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile croît de 53,21%

(1,532149-1) pour la hausse du rechargement d’un montant minimum mensuel de trois mille (3000) francs CFA. Une hausse directe du rechargement d’un montant minimum mensuel de trois mille (3000) francs CFA croît la probabilité du CAP une prime d’assurance de 0,1034.

Eu égard aux résultats, le rechargement mensuel du téléphone mobile d’un montant minimum de trois mille (3000) francs CFA participe au financement de la prime d’assurance d’une minute d’appel mobile.

L’évaluation de la capacité de financement de la prime d’assurance d’une minute d’appel mobile a été axée sur la prime d’assurance par des services de la téléphonie mobile d’un montant minimum de cinq (5) francs CFA. Le coefficient de la prime d’assurance par les services de la téléphonie mobile est positif. De sorte qu’une hausse de la prime d’assurance des services de la téléphonie mobile croît la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile. Relativement à la prime d’assurance sur le salaire, la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile croît de 255,53% (26,52953-1) pour la hausse de la prime d’assurance des services de la téléphonie mobile. Une augmentation directe de la prime d’assurance des services de la téléphonie mobile conduit à la hausse de 0,6748 la probabilité du CAP une prime d’assurance.

Au vu des résultats, tous les services de la téléphonie mobile doivent participer au financement de la prime d’assurance mobile. Aussi, les individus doivent-ils recharger leur téléphone mobile au moins trois mille (3000) francs CFA chaque mois. Cette approche de financement s’inscrit dans la droite ligne du mécanisme de financement de Bismarck (1915- 1963). Il a adressé son approche assurantielle sur la profession pour payer la prime d’assurance avec des prélèvements sur le salaire. L’inspiration de cette approche en prenant en compte les non salariés a suscité le modèle d’assurance mobile. La prime d’assurance mobile est payée par le biais des prélèvements sur les services de la téléphonie mobile conformément aux résultats de cette étude.

Le coefficient des non assurés est négatif. Par conséquent, l’accroissement des non assurés conduit à une baisse de la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel

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137 mobile. Relativement aux assurés, la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile baisse de 43,25% (0,567542-1) pour l’accroissement des non assurés. Un accroissement direct des non assurés contribue à la baisse de la probabilité du CAP une prime d’assurance de 0,1314. Le résultat révèle le niveau de perte de la prime d’assurance mobile pour une absence d’assurance des non salariés. Ce résultat est appréciable par rapport à une assurance assise sur le salaire, où la perte de la prime d’assurance est à 100%. Dans la mesure où, les non salariés ne bénéficient pas des polices d’assurance orientées vers des emplois vulnérables. C’est pourquoi, ces individus financent de manière informelle la santé (MSHP, 2015).

Le statut social est analysé à travers les non salariés et les individus unipersonnels. Les non salariés ont un coefficient positif et contribuent à la croissance de la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appels mobiles. Par contre, les individus unipersonnels provoquent une baisse de la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appels mobiles, car le coefficient lié aux individus unipersonnels est négatif. Relativement aux salariés, une augmentation des non salariés conduit à un accroissement de la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile de 51,56% (1,515606-1). Un point de croissance des non salariés augmente la probabilité du CAP une prime d’assurance de 0,1009. Ce résultat traduit l’adhésion des non salariés au financement de la prime d’assurance mobile. Relativement aux couples, un accroissement des individus unipersonnels entraîne une chute de la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile de 44,07% (0,559332-1). Le déficit de 0,1338 de la probabilité du CAP une prime d’assurance est provoqué par les individus unipersonnels.Le résultat met en évidence une assurance personnalisée par une approche d’une assurance mobile.

Au regard des résultats des estimations et des effets marginaux du modèle logit simple, les non salariés impactent positivement la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel mobile pour un montant minimum de cinq (5) francs CFA. De même, les non salariés, les non assurés, les individus unipersonnels, le rechargement mensuel du téléphone mobile d’un montant minimum de trois mille (3000) francs CFA et la prime d’assurance par service de la téléphonie mobile d’un montant minimum à cinq (5) francs CFA apparaissent comme des déterminants à la probabilité du CAP une prime d’assurance d’une minute d’appel d’un montant minimum de cinq (5) francs CFA.

Conclusion

L’objectif de cet article est l’évaluation de l’impact des non salariés sur la prime d’assurance mobile en Côte d’Ivoire. L’étude a été réalisée dans les dix (10) communes du District d’Abidjan auprès des individus non salariés. Le consentement à payer une prime d’assurance mobile est minimum cinq (5) francs CFA pour une minute d’appel mobile. La probabilité du consentement à payer une prime d’assurance pour une minute d’appel mobile est impactée négativement par les non assurés et les individus unipersonnels. Elle est affectée positivement par les non salariés, le rechargement mensuel minimum de trois mille (3000) francs CFA et la prime d’assurance des autres services de la téléphonie mobile. En somme, les non assurés, les individus unipersonnels, les non salariés, le rechargement mensuel minimum de trois mille (3000) francs CFA et la prime d’assurance des autres services de la téléphonie mobile sont les déterminants de la probabilité du consentement à payer une prime d’assurance pour une minute d’appel mobile. Au regard des résultats des travaux, l’achat de la prime d’assurance par le biais des ressources tirées des services de la téléphonie mobile doit être agrée pour les autorités pour garantir le bien-être de la population vulnérable.

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