et C2) à 46% (médicaments pour la PCIME dans le groupe C3). Ces variations allaient de 42% (planification familiale) à 87% (travail et accouchement) à la fin de l'intervention (tableau 3).

<table><caption>Table 3: Fréquences des ruptures de stock des ME avant et après l'intervention</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variables</th><th colspan="3">T</th><th colspan="3">C1</th><th colspan="3">C2</th><th colspan="3">C3</th></tr><tr><th>Avant</th><th>Après</th><th>p-value</th><th>Avant</th><th>Après</th><th>p-value</th><th>Avant</th><th>Après</th><th>p-value</th><th>Avant</th><th>Après</th><th>p-value</th></tr></thead><tbody><tr><td>Rupture de stock d'au moins un médicament du groupe consultation prénatal</td><td>53</td><td>53</td><td>&lt;0,001</td><td>51</td><td>55</td><td>0,014</td><td>55</td><td>52</td><td>&lt;0,001</td><td>46</td><td>44</td><td>0,013</td></tr><tr><td>Pas de rupture</td><td>18 (34%)</td><td>5 (9%)</td><td></td><td>15 (29%)</td><td>10 (18%)</td><td></td><td>21 (38%)</td><td>7 (13%)</td><td></td><td>13 (33%)</td><td>8 (18%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture</td><td>14 (28%)</td><td>40 (75%)</td><td></td><td>18 (35%)</td><td>35 (64%)</td><td></td><td>16 (29%)</td><td>42 (81%)</td><td></td><td>16 (35%)</td><td>29 (68%)</td><td></td></tr><tr><td>Domnés manquants</td><td>21 (40%)</td><td>8 (15%)</td><td></td><td>18 (35%)</td><td>10 (18%)</td><td></td><td>18 (33%)</td><td>3 (6%)</td><td></td><td>15 (33%)</td><td>7 (16%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture de stock d'au moins un médicament du groupe Vaccins</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td></tr><tr><td>Pas de rupture</td><td>20 (48%)</td><td>15 (35%)</td><td></td><td>22 (43%)</td><td>10 (18%)</td><td></td><td>26 (43%)</td><td>13 (23%)</td><td></td><td>21 (48%)</td><td>14 (36%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture</td><td>14 (28%)</td><td>35 (66%)</td><td></td><td>7 (14%)</td><td>38 (69%)</td><td></td><td>9 (16%)</td><td>32 (62%)</td><td></td><td>16 (22%)</td><td>28 (64%)</td><td></td></tr><tr><td>Domnés manquants</td><td>19 (36%)</td><td>3 (6%)</td><td></td><td>22 (43%)</td><td>7 (13%)</td><td></td><td>20 (36%)</td><td>3 (6%)</td><td></td><td>14 (36%)</td><td>4 (9%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture de stock d'au moins un médicament du groupe PCIME</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>0,005</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>0,002</td></tr><tr><td>Pas de rupture</td><td>4 (8%)</td><td>1 (2%)</td><td></td><td>5 (10%)</td><td>5 (9%)</td><td></td><td>12 (22%)</td><td>0 (0%)</td><td></td><td>9 (20%)</td><td>2 (5%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture</td><td>61 (12%)</td><td>35 (64%)</td><td></td><td>20 (39%)</td><td>18 (36%)</td><td></td><td>17 (33%)</td><td>45 (89%)</td><td></td><td>21 (46%)</td><td>30 (78%)</td><td></td></tr><tr><td>Domnés manquants</td><td>28 (53%)</td><td>7 (13%)</td><td></td><td>26 (51%)</td><td>12 (22%)</td><td></td><td>23 (43%)</td><td>7 (13%)</td><td></td><td>16 (35%)</td><td>6 (14%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture de stock d'au moins un médicament du groupe travail et accouchement</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td></tr><tr><td>Pas de rupture</td><td>23 (43%)</td><td>7 (13%)</td><td></td><td>21 (41%)</td><td>8 (13%)</td><td></td><td>28 (51%)</td><td>8 (15%)</td><td></td><td>23 (50%)</td><td>3 (7%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture</td><td>6 (11%)</td><td>42 (79%)</td><td></td><td>6 (12%)</td><td>41 (75%)</td><td></td><td>6 (11%)</td><td>41 (79%)</td><td></td><td>6 (13%)</td><td>56 (80%)</td><td></td></tr><tr><td>Domnés manquants</td><td>24 (45%)</td><td>4 (8%)</td><td></td><td>24 (47%)</td><td>6 (11%)</td><td></td><td>21 (38%)</td><td>3 (6%)</td><td></td><td>17 (36%)</td><td>3 (7%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture de stock d'au moins un médicament du groupe de planification familiale</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td><td></td><td></td><td>&lt;0,001</td></tr><tr><td>Pas de rupture</td><td>21 (40%)</td><td>28 (53%)</td><td></td><td>25 (49%)</td><td>29 (53%)</td><td></td><td>32 (58%)</td><td>27 (52%)</td><td></td><td>27 (59%)</td><td>14 (32%)</td><td></td></tr><tr><td>Rupture</td><td>13 (28%)</td><td>24 (43%)</td><td></td><td>9 (18%)</td><td>23 (42%)</td><td></td><td>9 (16%)</td><td>24 (46%)</td><td></td><td>7 (15%)</td><td>28 (64%)</td><td></td></tr><tr><td>Domnés manquants</td><td>19 (36%)</td><td>1 (2%)</td><td></td><td>17 (33%)</td><td>3 (6%)</td><td></td><td>14 (25%)</td><td>1 (2%)</td><td></td><td>12 (26%)</td><td>2 (5%)</td><td></td></tr></tbody></table>

N: nombre

PCIME: Prix en charge integrée des médicaments de l'Enfance

## Effets estimés avec l'analyse des différences des différences (DID)

Le tableau 4 présente les effets moyens estimés du FBP sur les mesures de rupture de stock pour les différentes catégories de médicaments. Les estimations suggèrent que l'intervention FBP n'a eu aucun effet sur la probabilité de ruptures de stock de médicaments de soins prénatals (p=0,160), de vaccins (p=0,396), de médicaments de la PCIME (p=0,681) et de médicaments pour le travail et l'accouchement (p=0,589). Nous avons constaté une réduction significative de la probabilité d'une rupture de stock pour les médicaments de planification familiale dans le groupe T par rapport au groupe de contrôle C3. Le projet FBP a été associé à une diminution de 34 points de pourcentage du taux de rupture de stock pour les médicaments de planification familiale (p=0,028). Les résultats ajustés pour les covariables fixes étaient comparables.

Nous avons examiné l'hétérogénéité entre les régions et les milieux. Pour les vaccins, l'intervention était associée respectivement à des diminutions de 42% et 32% des ruptures de stock dans la région du Nord-Ouest (p=0,065) et dans les zones rurales (p=0,043). Pour les
médicaments de planification familiale, l'intervention était associée à une diminution de 33% des ruptures de stock dans les zones rurales (p=0,068).

En examinant les effets associés à l'augmentation des ressources (T vs C1), le FBP était associé à une diminution de 13% et 5% du taux de rupture de stock pour les médicaments de CPN et de PF. Cependant, ces effets n'étaient pas significatifs (p=0,386 et p=0,773).

<table><caption>Table 4 : Estimations des effets du financement basé sur la performance sur la rupture de stock de médicaments essentiels avec analyse des différences (modèles avec données imputées)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle estimé (n=409)</th></tr><tr><th>Coefficients</th><th>p-value</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="3">Soins prénataux</td><td>Groupe C2/ C3</td><td>0,163</td><td>0,207</td></tr><tr><td>Groupe C1/ C3</td><td>0,027</td><td>0,843</td></tr><tr><td>Groupe T/ C3</td><td>0,177</td><td>0,160</td></tr><tr><td rowspan="3">Vaccins</td><td>Groupe C2/ C3</td><td>-0,014</td><td>0,925</td></tr><tr><td>Groupe C1/ C3</td><td>0,044</td><td>0,755</td></tr><tr><td>Groupe T/ C3</td><td>-0,122</td><td>0,396</td></tr><tr><td rowspan="3">PCIME</td><td>Groupe C2/ C3</td><td>0,091</td><td>0,347</td></tr><tr><td>Groupe C1/ C3</td><td>-0,121</td><td>0,211</td></tr><tr><td>Groupe T/ C3</td><td>-0,038</td><td>0,681</td></tr><tr><td rowspan="3">Travail et accouchement</td><td>Groupe C2/ C3</td><td>-0,031</td><td>0,798</td></tr><tr><td>Groupe C1/ C3</td><td>-0,109</td><td>0,395</td></tr><tr><td>Groupe T/ C3</td><td>-0,074</td><td>0,589</td></tr><tr><td rowspan="3">Planning familial</td><td>Groupe C2/ C3</td><td>-0,221</td><td>0,132</td></tr><tr><td>Groupe C1/ C3</td><td>-0,274</td><td>0,080*</td></tr><tr><td>Groupe T/ C3</td><td>-0,334</td><td>0,028**</td></tr></tbody></table>

## Discussion

Cette recherche est l'une des premières à évaluer l'impact du FBP sur la rupture de stock des ME et à isoler ses effets de ceux associés à l'augmentation des ressources financières. Nos estimations suggèrent que l'intervention FBP n'a eu aucun effet sur les ruptures de stock de médicaments de soins prénataux, de vaccins, de médicaments

<footnote>*p < 0,10 **p < 0,05</footnote>

<footnote>n : nombre de formation sanitaire</footnote>

<footnote>PCIME : Prise en charge intégrée des maladies de l'enfance</footnote>
de la PCIME et de médicaments pour le travail et l'accouchement. Cependant, l'intervention a été associée à une réduction significative des ruptures de stock de médicaments de planification familiale.

Des études antérieures sur les effets des interventions FBP sur la disponibilité ou la rupture de stock des ME ont montré des résultats mitigés (Ahmed et al., 2019; Binyaruka & Borghi, 2016; Bonfrer et al., 2014; Engineer et al., 2016; Huillery & Seban, 2014; Rudasingwa et al., 2015; Soeters et al., 2011). Contrairement au Cameroun, le FBP en Tanzanie (Binyaruka & Borghi, 2016) a été associé à une réduction de la rupture de stock de la plupart des produits essentiels. Le programme en Tanzanie prévoyait un paiement maximal si tous les objectifs étaient pleinement atteints. Ce n'était pas le cas au Cameroun. En outre, en Tanzanie, la fourniture de médicaments était une condition préalable à la réalisation de certains objectifs de performance de l'intervention (par exemple, les responsables de district de santé étaient récompensé-e-s quand la proportion de formations sanitaires du district qui signalaient des ruptures de stock de médicaments essentiels pendant au moins une semaine baissait). Ce n'était pas le cas dans notre étude et ceci pourrait expliquer la différence des résultats.

Malgré certains effets prometteurs des interventions FBP sur la réduction des ruptures de stock des ME (Binyaruka & Borghi, 2016; Soeters et al., 2011), aucune preuve permettant d'isoler ces effets d'une augmentation des ressources financières indépendamment des incitations n'a été rapportée. Une analyse des études précédentes (Ahmed et al., 2019; Bonfrer et al., 2014; Engineer et al., 2016; Huillery & Seban, 2014; Rudasingwa et al., 2015; Soeters et al., 2011) a relevé des faiblesses méthodologiques qui limitent l'interprétation des résultats comme effets causaux de l'intervention FBP. La mise en évidence de cette distinction a une grande pertinence politique puisque dans ces études précédentes, les effets pourraient être le résultat de ressources financières accrues plutôt que d'incitations à la performance. Nous avons évalué l'effet du paiement basé sur la performance (groupe T1) par rapport au paiement non lié à la performance (groupe de contrôle C1). Nous n'avons trouvé aucune différence sur la proportion des ruptures de stock des ME.
Le Cameroun a été l'un des pays à avoir tenté de s'attaquer explicitement à l'approvisionnement en médicaments dans son programme FBP, en plaçant les FRPS au centre de la conception de l'intervention (Sieleunou et al., 2019). L'absence d'effets indique probablement certains écueils dans la conception (théorie) et la mise en œuvre (réalité/fidélité) de l'intervention, ce qui est conforme aux données provenant d'autres recherches (Eijkenaar et al., 2013; Engineer et al., 2016). La mise en œuvre du FBP au Cameroun s'est heurtée à des difficultés considérables, telles que le retard dans le paiement des prestations. Déjà, en juin 2018, les factures impayées s'élevaient à 4,7 millions de dollars, soit près d'un an de retard de paiement (Dukhan et al., 2019). Un autre défi considérable concernait le manque d'autonomie de gestion et de décision des structures (De Allegri et al., 2018) qui limitaient la capacité des prestataires à acheter leurs propres médicaments.

Le transfert du rôle d'achat de performances des organisations internationales aux entités nationales s'est produit juste avant la collecte des données finales pour l'évaluation de l'impact du FBP au Cameroun. Le processus de transfert s'est avéré difficile, car il a connu d'importantes difficultés opérationnelles (par exemple, l'absence de contrats de performance entre les formations sanitaires et les AAP, la perturbation et l'interruption des services, et la réduction importante des salaires des expert-e-s du programme FBP), ce qui a suscité des inquiétudes parmi le personnel des formations sanitaires quant à une éventuelle cessation du FBP et a conduit à leur démotivation extrême (Sieleunou, Turcotte-Tremblay, Yumo et al., 2017).

Comme en Tanzanie, l'évaluation précoce du programme au Cameroun a montré des changements significatifs dans la qualité du service, y compris la disponibilité des ME (Zang et al., 2015). Des enquêtes de suivi dans les formations sanitaires en Tanzanie se sont déroulées 13 mois après la collecte des données de base. Cette période était presque trois fois plus longue dans notre étude (36 mois). En outre, dans une recherche qualitative précédente, nous avons mis en évidence une amélioration de la perception de la disponibilité des ME dans le contexte du programme FBP au Cameroun (Sieleunou et al., 2019). À la lumière de ces premiers
impacts positifs et de l'amélioration perçue du programme FBP sur la disponibilité des ME au Cameroun, nous soutenons que le manque d'effets quantitatifs observé dans notre étude pourrait résulter en partie des difficultés de mise en œuvre et de transfert du rôle d'achat qui ont atteint le paroxysme juste avant la collecte des données finales. Il est également possible que le faible effet observé, trois ans après le début du programme, laisse soupçonner un relâchement progressif de la mise en œuvre de l'intervention FBP, ce qui devrait attirer l'attention des décideurs et décideuses politiques sur un éventuel épuisement du programme, ainsi que sur la question de la pérennité à long terme de ses effets (Seppey et al., 2017).

Dans le système d'approvisionnement des médicaments au Cameroun, certaines catégories de médicaments de notre étude dépendaient de programmes financés par des donateurs (vaccins, médicaments pour le planning familial) et étaient mis gratuitement à la disposition dans les formations sanitaires, tandis que d'autres catégories devaient être achetées par les formations sanitaires. Les programmes verticaux ont démontré une plus grande propension à produire des résultats souhaitables lorsqu'ils sont intégrés dans une intervention de renforcement des systèmes de santé bien conçue et mise en œuvre (de Walque et al., 2015; Rao et al., 2014; Touré et al., 2010). Dans notre étude, l'impact positif de l'intervention sur les produits de planification familiale pourrait suggérer des effets synergiques entre le FBP et les programmes verticaux, comme on l'a vu au Mozambique (Spisak et al., 2016). Ce n'était pas le cas en Tanzanie où les médicaments achetés par les donateurs (vaccins, ARV et planning familial) n'ont pas été affectés par un programme de paiement à la performance en raison de difficultés qui échappaient au contrôle des formations sanitaires, telles que la pénurie de ces médicaments sur le marché mondial (Binyaruka & Borghi, 2016).

Nos résultats montrent que les effets des interventions FBP sur l'amélioration des stocks de ME peuvent fonctionner différemment selon les caractéristiques spécifiques du contexte (Bertone et al., 2018; Ogundeji et al., 2016). Nous avons constaté que le programme FBP a réduit les ruptures de stock de vaccins et de médicaments de planification familiale dans les formations sanitaires des zones rurales. Des tendances similaires ont été signalées en Côte d'Ivoire, où
l'effet du programme FBP sur la qualité des soins était plus important dans les centres de santé ruraux que dans les centres de santé urbains (Duran, 2019). Une explication possible dans notre cas est que la structure d'incitation du FBP au Cameroun a été conçue pour répondre à la ruralité et à l'éloignement par des incitations plus élevées par service (prime d'équité). En outre, comme on l'a également vu en Côte d'Ivoire (Duran, 2019), les centres de santé ruraux du Cameroun ont commencé le programme avec des scores de qualité inférieurs à ceux de leurs homologues urbains, ce qui leur a très probablement donné une plus grande marge d'action et d'effets.

L'impact plus important du programme FBP dans la région du Nord-Ouest était déjà reconnu dans des rapports précédents (Djoulde et al., 2013). Plusieurs facteurs pourraient expliquer ces différences. Tout d'abord, des facteurs contextuels, tels que la ruralité, l'éloignement ou la difficulté d'accès à une formation sanitaire peuvent affecter la prestation et la performance du service (De Allegri et al., 2018). Sur les trois régions étudiées, même si la ruralité (Institut National de la Statistique, 2014) et la répartition des ressources humaines pour la santé étaient presque identiques (Direction des ressources humaines, 2011), la région du Nord-Ouest était celle qui présentait le meilleur profil d'accessibilité aux infrastructures de santé et de transport (Institut National de la Statistique, 2016). Deuxièmement, les capacités des organismes de mise en œuvre dans les trois régions pourraient également avoir contribué à ces différences de performance. En 2013, il avait été signalé que les faibles performances observées dans la région de l'Est reflétaient la faiblesse de l'agence de mise en œuvre (Sorgho et al., 2013). Par exemple, jusqu'en juillet 2013, le personnel de l'AAP de la région de l'Est n'avait pas utilisé la liste de contrôle de déclaration/vérification recommandée dans le manuel national de mise en œuvre du FBP, et n'avait pas non plus pleinement mis en œuvre la procédure de gestion financière définie (Bwanga et al., 2013).
## Implications pour les interventions

Malgré les attentes élevées, les interventions de FBP ne fonctionnent pas toujours comme planifiées au moment de leur mise en œuvre. L'inattention envers les facteurs liés aux défis de la mise en œuvre peuvent miner les effets potentiels de cette intervention. Pour les décideurs et décideuses, il convient d'accorder une plus grande attention à ces facteurs, et ceci dès l'étape de la conception du programme. Ceci inclut la question de l'autonomie des formations sanitaires et des paiements des services. En outre, les décideurs et décideuses doivent rester vigilant-e-s et prendre des actions nécessaires pour éviter le relâchement dans la mise en œuvre de l'intervention afin d'espérer une pérennité des effets du programme. Par ailleurs, les autorités sont également appelées à mettre en œuvre des interventions appropriées pour garantir l'équité, telles que le soutien au réapprovisionnement en médicaments et aux primes d'équité pour les formations sanitaires dans les zones difficiles d'accès. Ces efforts concernent aussi le renforcement des systèmes de réglementation des médicaments afin de garantir la qualité des produits, d'améliorer la gestion de la chaîne d'approvisionnement et de soutenir sa disponibilité au dernier kilomètre.

## Conclusion

Notre étude suggère que l'intervention du FBP au Cameroun a eu des effets limités sur la réduction des ruptures de stock des ME. L'intervention n'a été associée qu'à une réduction significative des ruptures de stock de médicaments de planification familiale, effet qui a disparu lorsqu'on a examiné les effets associés à l'augmentation des ressources. Ces résultats mitigés étaient probablement la conséquence d'échecs partiels de conception, de transfert et de mise en œuvre. Ils suggèrent que pour une intervention complexe comme le FBP, il est essentiel de mettre correctement en pratique un ensemble de stratégies qui peuvent soutenir l'impact à long terme du programme.
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<figure><img src="image_37.png" /></figure>
17. Permanence et invisibilité des paiements directs pour le VIH en République Démocratique du Congo

SÉVERINE CARILLON ET VALÉRY RIDDE

Introduction

La gratuité des soins dans le contexte du VIH figure comme l'un
des succès de la lutte contre le sida tant sur un plan politique, éthique
que médical (Gilks et al., 2006; Souteyrand et al., 2008). Pour autant,
le paiement direct réclamé aux personnes vivant avec le VIH (PVVIH)
pour des services de santé fournis par le secteur public tels qu'une
consultation, des tests de laboratoire et des médicaments contre les
infections opportunistes sont parfois considérables dans des pays
d'Afrique subsaharienne (Boyer, 2009). Dans une étude conduite à
Lubumbashi en République Démocratique du Congo (RDC) par
Médecins Sans Frontières (MSF), les coûts directs revenants aux
personnes hospitalisées pour le VIH se sont avérés être, en moyenne,
d'un peu plus de 200 US$, dépassant le revenu mensuel des patient-
e-s dans 63% des cas. Celles atteintes d'infections opportunistes ont
encouru des coûts supplémentaires pouvant atteindre 31 US$
(Médecins Sans Frontières, 2016). De nombreuses données probantes
montrent que le paiement direct au point de service réduit l'accès aux
soins et aux traitements pour les individus les plus pauvres (Ridde et
al., 2012) ainsi que leur adhérence aux traitements (Mills et al., 2006).
Or, dans le contexte du VIH, une prise en charge tardive ou un défaut
d'observance aux traitements antirétroviraux (ARV) constituent un
risque important de dégradation de l'état de santé des personnes et
de transmission du virus. Dans ce contexte, le paiement direct de
certains soins pour des PVVIH peut avoir un effet délétère pour la
santé des populations et constitue un enjeu de santé publique majeur.
Dans les écrits scientifiques, la réalité du reste à charge tend à se cantonner dans l'ombre des succès de la gratuité (Taverne et al., 2013). Les rares données disponibles sont particulièrement alarmantes dans le contexte de la RDC, pays dans lequel le système de soins est particulièrement affaibli. La faible prévalence du VIH (1,2%) ne doit pas masquer une situation préoccupante concernant la couverture des interventions VIH et l'accessibilité aux soins. En dépit de la gratuité des soins associés au VIH, légiférée depuis 2008 en RDC, la contribution des ménages aux dépenses constitue l'une des principales sources de financement de la réponse à cette épidémie. En 2013 et 2014, les dépenses des ménages – c'est-à-dire celles engagées par les familles pour payer les services ou les intrants y afférents – ont représenté 45% des dépenses globales de santé pour le VIH (PNMLS, 2016). Les ménages font donc encore face à des coûts pour accéder aux services de soins VIH. Ainsi, ce chapitre vise, à partir d'une revue documentaire (Kayesa & Shung-King, 2021), à mettre en évidence les connaissances existantes dans la littérature grise sur la présence des paiements directs au sein des interventions de lutte contre le VIH en RDC ainsi que leurs conséquences et conditions de mise en œuvre. Il s'agira de dégager le besoin en connaissances dans le contexte de la RDC.

## Méthode

### Définition de la revue documentaire

L'analyse documentaire proposée a été réalisée en 2018 dans le cadre d'un projet plus large porté par l'ONUSIDA visant à mieux comprendre cette question du paiement direct dans le contexte des interventions de lutte contre le VIH en Afrique de l'Ouest et du Centre. Elle est centrée sur la littérature grise (rapports d'étude, d'expertise, d'évaluation; plan stratégiques nationaux; documents de lois, normes, procédures; communications dans les conférences, posters; etc.) rapportant des données sur la présence, les montants et l'impact des paiements directs par les usagers et les usagères dans le cadre de la prise en charge du VIH en RDC.
## Critères d'inclusion

Cette recension a été effectuée à partir de cinq critères préalablement définis: des documents publiés (1) depuis 2010; (2) en anglais ou français; (3) produits par une institution publique, un chercheur ou une chercheuse, une organisation internationale, une ONG, ou une institution reconnue; (4) traitant du paiement direct dans les formations sanitaires ET des interventions de VIH; (5) concernant la RDC.

## Sources d'information et recherche documentaire

Deux méthodes de collecte de données ont été mises en œuvre:

1. Un envoie de document par un consultant présent en RDC ainsi que des envois de documents par MSF Belgique à partir de leur propre base de données;

2. Une recherche faite par nos propres soins articulant:

a) Une recherche documentaire sur Internet en utilisant:

* les moteurs de recherche spécifiques pour la littérature grise: Open Grey, Wholis, BDSP, National Information Center on Health Services Research and Health Care Technology (NICHSR), HAL, EThOS, Grey Litterature Report, SSRN (Social Science Research Network) ainsi que sur Google Scholar. Les concepts et mots clés associés utilisés dans la recherche ont été: «user fees», «HIV», «Democratic Republic of Congo» ou «DRC» ou «DR Congo», «out-of-pocket», «fees», «free care» ou «free healthcare», «free of charge», «cost», «payment» et «health expenditure». Pour les documents en français, les mots clés ont été: «paiements directs», «VIH», «RDC» ou «République Démocratique du Congo» ou «RD Congo», «gratuité», «frais», «coût», «reste à charge», «dépenses de santé».

* un blog: Health Financing in Africa.

* les sites internet :

* des ONG présentes en RDC: MSF, MDM, PATH, ICAP, Save the
children;

○ des institutions internationales: PNUD, UNFPA, ONUSIDA, WHO;

○ des agences gouvernementales de coopération: PEPFAR, Banque mondiale, USAID, UNITAID, Fonds Mondial, CDC;

○ des instances gouvernementales de RDC: PNLMS, Ministère de la Santé;

○ des conférences internationales VIH: IAS, AFRAVIH, AIDS;

○ des organisation de la société civile: Femme plus, UCOP+, la Plateforme Régionale Francophone, l'Observatoire de la qualité de prise en charge du VIH/TB en RDC, CORDAID

• des programmes de lutte contre le VIH en RDC: PROVIC, Fast-track, etc.

Ces sites ont été consultés entre le 21 février et le 05 mars 2018.

b) Une recherche manuelle dans les bibliographies de chacun des documents examinés, par effet « boule de neige » a été également effectuée. Les documents ainsi repérés étaient recherchés sur Internet. Deux d'entre eux ont fait l'objet d'une sollicitation directe des organisations ayant produit les documents.

Description du processus de sélection des documents

Les documents collectés ont fait l'objet d'une sélection selon les critères préalablement définis, puis ont été classés en trois catégories distinctes :

1. Les documents pour l'analyse : ils entrent strictement dans les critères définis;

2. Les documents de cadrage: ils sont publiés après 2010, portent sur la RDC mais ne traitent pas du paiement direct ET des interventions VIH. Ils fournissent néanmoins des données de contexte à prendre en compte. Les plus récents ont été retenus.

3. Les documents écartés: ils sont publiés avant 2010; ou ne sont pas de la littérature grise; ou ne portent pas sur le paiement direct ET les interventions VIH; font doublons, le cas échéant les plus anciens ont été écartés. Le principe de saturation a été
appliqué au cours de cette collecte. Les documents n'apportant pas de données nouvelles ont été inclus dans cette catégorie.

La méthode d'inclusion des documents est basée sur la méthode PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses) (Tricco et al., 2018).

L'ensemble des documents reçus (n=150) a fait l'objet d'une sélection dont le processus est récapitulé dans le schéma qui suit (Schéma 1). Ce processus a permis de retenir 29 documents pour l'analyse et 28 pour des données de cadrage.

<figure><img src="image_38.png" /><figcaption>**Schéma 1.** Processus de sélection des documents envoyés</figcaption></figure>

Les documents retenus ont été classés selon la nature des documents et leur source. Puis, le contenu de chacun de ces documents a été extrait et synthétisé. Une méthode essentiellement inductive a permis d'opérer une analyse thématique de contenu.
# Résultats

La stratégie de recherche a permis d'identifier 29 documents répondant aux critères d'inclusion. Bien que le processus de sélection de documents ne soit pas exhaustif, il laisse présager du peu de données existantes dans la littérature grise sur la question des paiements directs par les usagers et usagères dans le contexte du VIH en RDC. Parmi les 29 documents, seuls trois font de la question des paiements directs dans le contexte du VIH l'objet d'une étude ou d'un rapport à part entière (Baglione, 2017; Médecins Sans Frontières, 2017b; 2018). Dans les 26 autres documents, la question des paiements directs émerge au détour de celle du manque d'investissement financier de l'État dans la lutte contre le sida, ou de celle des difficultés d'accès aux soins des personnes.

Les principaux enseignements qui peuvent être tirés de cette revue documentaire sont présentés ci-après selon une analyse thématique organisée autour de trois grands thèmes: (1) la mise en évidence des paiements directs des soins associés au VIH dans les écrits, (2) leur mise en œuvre (montants, répartition, impacts et causes) et (3) les initiatives contribuant ou visant à leur diminution (plan d'intervention, projets et plaidoyers).

Les paiements directs : une problématique attestée mais peu explorée

*Un consensus sur la persistance de frais imputés aux PVVIH*

Qu'elle soit abordée d'un point de vue politique ou juridique, concernant l'absence de gratuité des soins ou la non application de la loi, d'un point de vue économique au plan des dépenses des ménages ou encore du point de vue du système de soins et des usagers et usagères, l'existence des paiements directs dans les interventions VIH en RDC fait consensus parmi l'ensemble des acteurs et actrices. Pour autant, ces paiements directs sont peu explorés.
Un constat essentiellement examiné par les ONG

Dans les 29 documents, la question des paiements directs fait
l'objet d'une préoccupation variable. Il peut s'agir de :

* un constat, souvent alarmant et systématiquement déploré, mais peu développé et ne faisant l'objet d'aucune recommandation spécifique;

* une description (de la répartition et de l'impact des paiements directs par exemple) suivie de quelques recommandations ou d'interventions;

* un examen plus approfondi, mais plus rare : des données produites spécifiquement sur la question sont alors fournies (notamment sur le montant des paiements) et servent de fondement pour des recommandations concrètes et un plaidoyer en faveur de la suppression des paiements directs.

La place plus ou moins marginale attribuée à cette question dans les documents varie selon la source des données. Elle revêt une préoccupation importante des ONG et Organisations de la Société Civile (OSC). Elle l'est bien moins par les instances gouvernementales et les bailleurs. Les ONG produisent des rapports fondés sur leur expérience de terrain qui montrent les effets délétères des paiements directs, abordent la question du montant de ces paiements et leur répartition et enfin, à partir de données probantes, permettent d'affirmer un positionnement et de faire pression sur les gouvernements pour la suppression des paiements directs. Cette catégorie de document est la plus représentée parmi les 29 documents retenus, mais elle reste minoritaire sur l'ensemble des documents sélectionnés initialement (29/150). Ce constat montre que la question des paiements est finalement peu explorée hormis par les ONG.
Une question dans l'ombre d'enjeux financiers et sanitaires

Dans les documents examinés, les paiements directs des usagers et usagères sont essentiellement abordés au détour d'autres problématiques, comme :

* des conséquences du sous-investissement de l'État dans la lutte contre le sida et plus généralement dans le secteur de la santé;

* des barrières à l'accès aux soins: par exemple à l'accès au dépistage pour les jeunes (Médecins du Monde, 2017) ou les femmes enceintes (Save the Children, 2014) ou l'accès à la prise en charge des PVVIH (Médecins Sans Frontières, 2010);

* des facteurs explicatifs du recours tardifs aux soins ou aux hospitalisations des PVVIH à un stade avancé de leur infection ou encore d'une faible rétention dans les soins (Médecins Sans Frontières, 2017a; 2016).

Ils sont ainsi mentionnés comme facteurs explicatifs plus que comme facteurs à expliquer. Ils sont dès lors peu explorés. Les documents produits par les ONG fournissent toutefois des données éloquentes sur la mise en œuvre de ces paiements directs.

La mise en œuvre des paiements directs

Des montants inabordables

Tous les documents attestent de montants variables mais toujours inabordables à toutes les étapes de la cascade de soins: du dépistage à l'hospitalisation, et dans des établissements de santé et des provinces divers.

Les données fournies par MSF dans son rapport « Le prix de l'oubli » (Médecins Sans Frontières, 2016), en reprenant des données issues d'une étude sur les coûts d'hospitalisations des PVVIH conduites dans trois hôpitaux généraux à Lubumbashi (Tshamba et al., 2013), attestent du fait que, bien que le test de dépistage du VIH lui-même soit gratuit, les PVVIH doivent souvent payer pour la
consultation l'équivalent de 2 à 5 US$ et, entre 15 et 30 US$ pour les examens biologiques (CD4). De même, l'ONG rapporte qu'à Goma, le dépistage du VIH est gratuit, mais 2 US$ sont facturés pour une consultation. Des frais de pénalité de 20 US$ sont également imposés aux personnes qui abandonnent le traitement (Médecins Sans Frontières, 2016).

Deux simulations faites à partir des tarifs appliqués dans des hôpitaux de Kinshasa dans le cadre d'une étude sur l'évaluation des coûts de prise en charge des PVVIH hospitalisées suggèrent un coût moyen d'hospitalisation (pour les PVVIH) de 160 à 280 US$ (Médecins Sans Frontières, 2017a).

L'observatoire de l'accès et de la qualité des services VIH/TB est un dispositif qui permet de renseigner sur la disponibilité des médicaments et des intrants médicaux, la gratuité et, inversement, les coûts des prestations de services et l'amélioration de la qualité des soins dans trois provinces de RDC, grâce à des collectes de données par questionnaire auprès d'usagers et d'usagères et des prestataires de services VIH (Tableau 1).

<table><caption>Tableau 1 : Montant et répartition des coûts à la charge des usagers et usagères</caption><thead><tr><td>Prestations</td><td>Montant en US$</td><td>Lieu</td><td>Source</td></tr></thead><tbody><tr><td>Dépistage VIH</td><td>3</td><td>Mbuji mayi / Kasai Oriental (4 zones de santé)</td><td>Observatoire, 2017</td></tr><tr><td rowspan="2">Consultation</td><td>1.15-1.25</td><td>Goma et Karisimbi</td><td>Observatoire, 2014</td></tr><tr><td>2-5</td><td>Lubumbashi</td><td>MSF</td></tr><tr><td rowspan="2">CD4</td><td>15-20</td><td>RDC</td><td>MSF</td></tr><tr><td>16</td><td>Kinshasa</td><td>Observatoire, 2017</td></tr><tr><td rowspan="2">Hospitalisation</td><td>200</td><td>Lubumbashi</td><td>MSF</td></tr><tr><td>160-280</td><td>Kinshasa</td><td>MSF</td></tr><tr><td>PTME</td><td>7</td><td>Nord Kivu</td><td>Observatoire, 2017</td></tr><tr><td rowspan="2">IST</td><td>5,5</td><td>Nord Kivu</td><td>Observatoire, 2017</td></tr><tr><td>1</td><td>Mbuji mayi / Kasai Oriental</td><td>Observatoire, 2017</td></tr><tr><td>Planning Familial</td><td>5</td><td>Nord Kivu</td><td>Observatoire, 2017</td></tr><tr><td>TB</td><td>0.50</td><td>Mbuji mayi / Kasai Oriental</td><td>Observatoire 2014</td></tr></tbody></table>

Ces données montrent que le montant des frais imputés aux PVVIH varie d'une province à l'autre, d'une structure à l'autre et selon les prestations. Il n'y a pas de standardisation des tarifs. Ce constat corrobore l'analyse des coûts d'hospitalisation dans trois hôpitaux de Kinshasa : « la fixation des tarifs n'est pas motivée par un critère objectif (par exemple les coûts réels ou la capacité à payer de la population). Au contraire, les tarifs sont très souvent fixés
arbitrairement par la Direction, et varient significativement d'un
hôpital à l'autre (et parfois d'un mois à l'autre)» (Baglione, 2017 : 7).
Il en résulte des coûts très élevés avec des tarifs qui «ne tiennent
pas compte de la capacité à payer des patients» et «ne reflètent pas
les coûts réellement supportés (souvent très inférieurs aux tarifs)»
(ibid.). Les documents examinés ne permettent pas d'expliquer ces
différences de tarifs hormis par le sous-financement des formations
sanitaires et l'absence de tarification forfaitaire.

Enfin, ces coûts ne semblent pas épargnés les femmes séropositives enceintes (Save the Children, 2014; USAID & PEPFAR, 2012b). L'accès des femmes aux consultations prénatales, faute de gratuité, semble ainsi limité dans certaines provinces (PNLS, 2015). Save the Children établit un lien direct entre la situation alarmante des femmes enceintes séropositives – avec un taux de transmission du VIH de la mère à l'enfant estimé à 37% – et les coûts des soins. Dans son rapport (2014 : 39), l'ONG rapporte le témoignage de la directrice de l'association locale, Femme plus, attestant de coûts multiples :

Même quand les services sont gratuits, ils le sont rarement
complètement. Par exemple, le test de VIH est gratuit mais
tu dois payer pour la carte du patient, pour les seringues
utilisées, pour d'autres traitement, les transports... Les coûts
se cumulent et les femmes ne peuvent les assurer.

Ces résultats, bien que fondés sur des données parfois fragiles,
montrent que les montants des soins sont de fait inabordables pour
les 77% de la population qui vivent en dessous du seuil de pauvreté
et, qui plus est, pour les PVVIH dont la plus grande vulnérabilité
socioéconomique est connue: plus de 85% d'entre elles vivent en
dessous du seuil de la pauvreté (PNMLS, 2014). L'impact des paiements
directs en est d'autant plus lourd.

Des effets délétères à différents niveaux

Les frais médicaux imputés aux PVVIH sont mentionnés comme
une barrière majeure à l'accès aux services de santé VIH dans la
quasi-totalité des documents examinés. Les documents produits
essentiellement par les ONG qui ont capitalisé leurs expériences de terrain permettent d'aller plus loin dans l'exploration des effets de ces paiements directs en mettant en évidence la pluralité de leurs effets. L'analyse transversale de ces documents permet d'identifier différents niveaux d'impacts: impacts sur la santé, le système de soins, les ménages, les individus et l'accès aux soins. Ces différents impacts sont récapitulés dans le tableau qui suit (Tableau 2).

<table><caption>**Tableau 2 : Synthèse des effets des paiements directs mentionnés**</caption><thead><tr><td>Domaines impactés</td><td>Effets mentionnés</td></tr></thead><tbody><tr><td>Système de soin</td><td>Recours aux soins tardifs<br>Augmentation du nombre d'hospitalisation<br>Moindre qualité des soins</td></tr><tr><td>Santé</td><td>Interruption de traitement<br>Développement de la maladie<br>Mortalité élevée<br>Accouchement à domicile</td></tr><tr><td>Ménages</td><td>Appauvrissement</td></tr><tr><td>Individus</td><td>Exclusion, vulnérabilité</td></tr><tr><td>Accès aux soins</td><td>Moindre utilisation des services de soins<br>Inégalités d'accès aux soins</td></tr></tbody></table>

## Les causes : des dysfonctionnements multiples mais peu étudiés

Peu de documents mentionnent les causes des paiements directs dans le contexte des soins associés au VIH et, quand elles le sont, ces causes ne font pas l'objet d'un examen approfondi.

L'explication la plus fréquemment fournie est le sous-financement des structures de santé par l'État. Pour MSF, «les services de santé faibles et sous-financés font passer le fardeau financier des soins de santé aux patients et aux familles» (Médecins Sans Frontières, 2016 : 21). Ce sous-financement rend les centres dépendants des financements extérieurs et des contributions des patient-e-s, non seulement pour leurs activités mais aussi «pour le paiement, via des primes, du personnel » de santé (Médecins du Monde, 2017 : 61). Le personnel soignant sous-payé en vient à prescrire des traitements qui rapportent un maximum de profit, privilégie des activités qui « rapportent » (les consultations payantes) au détriment des services gratuits comme le dépistage, ou fait payer
des services censés être gratuits (Médecins du Monde, 2017; Médecins Sans Frontières, 2017b). MSF confirme également à partir de ses diverses expériences de terrain que «dans les centres de santé, les salaires du personnel infirmier sont faibles (à partir d'environ 96 US$ par mois), ce qui signifie que les frais payés par les patients sont la principale source de revenus» (Médecins Sans Frontières, 2016: 62).

D'autres dysfonctionnements d'ordre structurel et organisationnel tels que le manque de transparence dans la gouvernance, le déficit de gestion, notamment dans les circuits d'approvisionnement des médicaments, sont mentionnés comme des faiblesses qui contribuent au maintien des paiements directs (Médecins du Monde, 2017; PNMLS, 2014).

La mise en œuvre d'initiatives : témoin d'une problématique reléguée au second plan

Parmi les 29 documents examinés, 10 (issus de trois sources différentes seulement) mettent en évidence des initiatives assurées par les acteurs et actrices communautaires et 6 font état de plans d'intervention issus d'organisations gouvernementales. Deux ONG, MSF et Save the Children, élaborent quant à elles des plaidoyers présentés ci-après à la suite des initiatives communautaires et des plans d'interventions.

*La société civile au cœur des rares initiatives pour favoriser l'accessibilité financière*

L'analyse documentaire a permis de recenser trois projets mis en œuvre par des organisations communautaires. Il ne s'agit pas d'interventions directement ciblées sur les paiements directs mais elles contribuent à rendre compte de la question ou à diminuer les frais imputés aux PVVIH dans le cadre de la prise en charge de leur infection.

Par exemple, la création d'observatoires d'accès et de la qualité des services VIH-TB dans trois provinces de RDC, portée par Médecins du Monde et mise en œuvre en collaboration avec des
OSC locales, constitue un dispositif de veille important (Vancutsem, Sargueil & Tshibanda, 2017) favorisant la visibilité des difficultés d'accès aux services VIH (Observatoire de l'accès et de la qualité des services VIH/TB - UCOP+, 2014, 2015, 2017). Ainsi, les données recueillies par les associations du Nord-Kivu, une fois analysées et synthétisées, ont servi de matière au plaidoyer que mènent les représentant-e-s de la société civile congolaise (membres de l'Union Congolaise des Organisations de PVVIH et du Forum Sida) dans les instances de coordination nationales (CCM) du Fonds Mondial au sein desquels ils et elles siègent.

Autre exemple, sur financement du PEPFAR et via USAID, le Projet Intégré de VIH/SIDA au Congo (ProVIC) travaille avec des partenaires du secteur public et privé pour mettre en œuvre des approches à base communautaire contre le VIH/SIDA dans les cinq zones « chaudes » du pays. Ce projet vise notamment à promouvoir la prévention par la mobilisation communautaire et à apporter des soins et du soutien aux PVVIH et aux enfants orphelin-e-s ou vulnérables. Dans cette perspective, ProVIC soutient un programme d'Activités Génératrices de Revenus (AGR) pour encourager l'activité économique des familles de PVVIH. 741 AGR ont ainsi été soutenues sur trois ans (USAID & PEPFAR, 2012b). Il est également prévu dans ce projet une aide pour payer les frais des transports des PVVIH pour faciliter leur accès aux soins (USAID & PEPFAR, 2012a). Cette initiative intervient ainsi essentiellement en amont du parcours de soins, sur les frais informels. Elle s'attèle à renforcer les mécanismes de soutien socio-économique des patient-e-s pour faciliter l'accès aux formations sanitaires plus qu'à diminuer les frais qui leur sont imputés. Il s'agit donc ainsi de réduire la précarité des patient-e-s plus que de faire appliquer la gratuité des soins.

Ces initiatives témoignent de l'implication et de la mobilisation de la société civile sur la question de l'accessibilité financière des PVVIH aux soins. Les OSC contribuent ainsi à palier en partie à la faillite de l'État à assurer la gratuité des soins. Aucun de ces projets ne mentionne un projet de suppression des paiements directs. Il semble qu'il s'agisse d'éviter plutôt que de supprimer. Les plans d'intervention consultés vont dans ce même sens.
Les plans d'intervention : éviter versus supprimer les paiements directs

Les plans d'intervention identifiés dans cette revue documentaire sont des plans nationaux produits par les instances gouvernementales, les bailleurs ou les organisations intergouvernementales. Ils visent d'une manière générale à la réduction de l'impact du VIH en RDC. La question des paiements directs des PVVIH est quant à elle peu évoquée. Elle émerge de façon souvent secondaire, et ne fait pas l'objet de plans d'intervention spécifiques et directement ciblés. Elle est toutefois mise en évidence par deux acteurs clés: UNAIDS qui en évoque la suppression et le PEPFAR qui suggère d'y porter un intérêt particulier.

Parmi les cinq plans d'intervention examinés, trois types de mesures contribuant à la diminution des paiements directs par les usagers et les usagères ont été identifiés :

* L'une des mesure phares, d'ordre politique, est la mise en place de mécanismes innovants pour le financement durable de la riposte nationale. Le PNMLS évoque ainsi la création de fonds de solidarité pour la lutte contre le VIH (PNMLS, 2014). MSF mentionne en 2017 qu'une Déclaration nationale pour renforcer la dispensation des frais et étendre les politiques de gratuité via un fond de solidarité pour la santé est « en cours d'élaboration » (Médecins Sans Frontières, 2017b). Cette mesure n'est cependant pas développée dans les documents examinés. L'OMS et le ministère de la Santé évoquent, quant à eux, le renforcement d'un plaidoyer pour la mise en place d'une couverture universelle et pour en accélérer la mise en œuvre (OMS, 2017).

* D'autres mesures sont centrées sur la capacité d'agir des individus. Le PNMLS plaide par exemple pour le renforcement du pouvoir socio-économique des PVVIH par leur autonomisation. Il suggère ainsi « un environnement favorable aux PVVIH » via un renforcement des mécanismes de soutien socio-économique et la mise en place d'un programme d'assistance socio-économique adapté aux conditions de vulnérabilité des bénéficiaires (AGR) (PNMLS, 2014). Ce type de mesures tend à une individualisation de la question des paiements directs: il revient à la charge des
PVVIH de se procurer les moyens d'assurer le paiement des soins. Les PVVIH sont ainsi mises au cœur du dispositif, au risque d'en faire les coupables d'un potentiel échec de la réponse. L'OMS et le ministère de la Santé suggèrent de renforcer les capacités des OSC en vue d'« accroitre leur participation à la mobilisation de ressources financières » (OMS, 2017). Ces mesures témoignent sans doute d'une préoccupation majeure: trouver des solutions pour assurer la pérennité du financement des soins.

* Enfin, les organisations intergouvernementales soutiennent des mesures organisationnelles: elles proposent de poursuivre la reconfiguration de l'espace sanitaire en favorisant l'implication des organisations de la société civile dans la prise en charge des PVVIH avec, notamment, la mise en œuvre des modèles de prestation de services différenciés (soins différenciés, distribution décentralisée des traitements antirétroviraux, etc.) qui favorisent l'accessibilité financière des PVVIH aux soins.

La question des paiements directs émerge dans les plans d'intervention dans l'ombre de celle, omniprésente, du financement de la riposte. Bien que ne constituant pas directement la cible d'un plan d'intervention - aucune intervention mentionnée pour supprimer les paiements directs par exemple - la question des paiements directs est indirectement abordée dans les interventions qui devraient permettre de diminuer ces frais ou de les éviter. Il semble que la priorité est davantage donnée à trouver toujours plus de moyens de financer la riposte au VIH que de s'atteler directement à la question des paiements directs, d'examiner les rouages de la non gratuité ou les dysfonctionnements des canaux de redistribution des financements.

## Des recommandations pour éviter les frais imputés aux PVVIH

Dans les documents examinés, les recommandations ciblant la question des paiements directs sont peu nombreuses en dehors des documents produits par les ONG et manquent souvent de propositions pratiques. Certaines organisations, bien que déplorant la gratuité des soins, n'abordent pas la question des paiements directs
dans leurs recommandations (Global Fund, 2014). Celles existantes convergent avant tout vers une nécessaire application de la loi. Il est ainsi par exemple rappelé par le PNUD et UNAIDS que « les décideurs politiques congolais doivent concrétiser leurs engagements et apporter le soutien financier nécessaire pour assurer un accès gratuit aux antirétroviraux, comme cela est prévu dans la loi 08/011 du 14 Juillet 2011 protégeant les droits des PVVIH » (PNUD & UNAIDS, 2013 : 34). Le Plan National Stratégique de lutte contre le VIH, quant à lui, recommande de « vulgariser et suivre l'application de la loi sur la gratuité des traitements » (PNMLS, 2014 : 63 Pour autant, les modalités de mise en œuvre visant à l'application de cette loi manquent. UNAIDS et le PNUD déplorent une « absence de mesures d'application de la loi » et « une absence d'accompagnement de la loi ». Ils rappellent le besoin de « mesures précises sur la gratuité des ARV, du bilan biologique d'inclusion et de suivi » (PNUD & UNAIDS, 2013 : 41) déjà évoqué dans les recommandations du PNMLS de 2010-2014 (PNMLS, 2010). Ces recommandations, aussi louables soient-elles, sont peu concrètes.

Les ONG se positionnent, quant à elles, plus fermement sur la question des paiements directs et produisent des documents de plaidoyer en faveur de la suppression de ces paiements.

## Des plaidoyers d'ONG pour supprimer les frais imputés aux PVVIH

MSF place la question de l'accessibilité financière au cœur des enjeux de la riposte au VIH en la mentionnant comme un impératif pour augmenter la couverture en ARV et améliorer la rétention des PVVIH dans les soins. Dans son rapport « Le prix de l'oubli » (2016) dans lequel l'ONG dresse un constat alarmant de la prise en charge du VIH dans les pays de l'Afrique de l'Ouest et du Centre, MSF déplore que les PVVIH aient à payer pour les soins essentiels, voire aient à « payer une deuxième fois pour les produits et services qui ont déjà été subventionnés » (Médecins Sans Frontières, 2016 : 32). L'ONG appelle les gouvernements et les bailleurs de fonds à intégrer dans leur programme des mesures concrètes pour appliquer la gratuité stricte de tous les aspects de la prise en charge du VIH et de la
tuberculose telles que des subventions ciblées afin de remplacer les frais médicaux payés par les PVVIH. En se basant sur ses expériences de terrain, MSF déploie ainsi un certain nombre de propositions – récapitulées dans le Tableau 3 – visant à la suppression des paiements directs.

* En se basant sur une étude visant à estimer les coûts de prise en charge des PVVIH hospitalisées dans trois hôpitaux de Kinshasa, MSF fournit des recommandations plus concrètes sur le modèle de remboursement des hôpitaux pour éviter aux PVVIH d'avoir à payer leur hospitalisation (Baglione, 2017). Le recouvrement des frais via un financement de l'hôpital sur la base de son activité effective et une tarification forfaitaire sont ainsi mis en évidence.

* Pour asseoir son plaidoyer, l'ONG rappelle, non seulement les effets délétères des paiements directs mais aussi, inversement, les bénéfices de la gratuité des soins en mentionnant son expérience de recouvrement des soins à l'hôpital de Lulimba dans le Sud-Kivu en 2011 qui a eu pour effet une augmentation « en flèche » du nombre de PVVIH et de prestations délivrées (multipliés par 9).

L'ONG Save the Children dresse un état des lieux des difficultés rencontrées par les mères en RDC, particulièrement en zone de conflits. Elle aborde notamment les difficultés d'accès aux soins du fait des coûts excessifs à la charge des PVVIH. Elle déplore les paiements directs demandés dans les contextes de conflits où les systèmes de santé sont particulièrement faibles et rappelle les impacts collatéraux de ces paiements. Elle suggère finalement la suppression des paiements directs et l'amélioration de la qualité des soins. Selon elle, le retrait partiel ou total des frais dans les établissements publics de santé devrait être soigneusement planifié par les autorités appropriées, les agences humanitaires et les bailleurs (Save the Children, 2014). Save the Children appuie son argumentaire sur des principes tels que l'impartialité et le droit à la santé pour toutes et tous. Elle prône non seulement la gratuité des soins mais aussi la qualité des soins et de l'accueil des usagers et usagères.
MSF et Save the Children font ainsi force de propositions pour supprimer les paiements directs et informels. Leurs principales propositions sont récapitulées dans le tableau 3.

<table><caption>**Tableau 3 : Synthèse des propositions des ONG pour une suppression des paiements directs**</caption><thead><tr><td>Domaines d'intervention</td><td>Propositions de mise en œuvre</td></tr></thead><tbody><tr><td>Supervision de la gratuité</td><td>Une supervision effective pour s'assurer que les soins soient proposés sans frais aux PVVIH (notamment le dépistage)<br>Intégrer un système de suivi de l'application de la gratuité par la communauté, impliquer les associations de patients et patientes pour monitorer la manière dont les politiques de gratuité des soins sont appliquées et signaler tout manquement<br>Bon de traitements : fournir aux PVVIH des coupons subventionnés pour des services gratuits, afin de motiver le personnel sous-payé à fournir des soins qui ne génèrent pas de revenus<br>Gestion des stocks de médicaments : mettre en place un système d'alerte précoce des baisses de stock</td></tr><tr><td>Qualité des soins</td><td>Un appui technique et financier des établissements de soins</td></tr><tr><td>Motivation du personnel soignant</td><td>Une rémunération adéquate du personnel soignant pour compenser la perte de revenu</td></tr><tr><td>Recouvrement des coûts</td><td>Des subventions ciblées afin de remplacer les frais médicaux payés par les PVVIH<br>Mise en place d'un système de paiement forfaitaire des hôpitaux</td></tr><tr><td>Parcours de soins / suivi des patients et patientes</td><td>Diminution de la fréquence des visites en clinique et des renouvellements de médicaments pour les personnes sous ARV stables avec un réapprovisionnement de leurs ARV au sein de la communauté<br>Informations délivrées aux PVVIH</td></tr><tr><td>Implication et soutien aux associations</td><td>Appui technique et matériel<br>Renforcement du rôle des observatoires dans le suivi de l'accès et de la gratuité des soins VIH</td></tr></tbody></table>

Ces résultats montrent que les paiements directs sont partiellement pris en compte dans les diverses initiatives. Si UNAIDS se prononce pour la suppression, les moyens de mise en œuvre ne sont pas évoqués. Les ONG se font quant à elles les portes paroles de la cause et tentent de faire force de proposition.
## Discussion

Cette revue documentaire montre à la fois la persistance et l'ampleur des paiements directs imputés aux patient-e-s pour les soins associés au VIH en RDC, leurs effets délétères et – paradoxalement – le manque de visibilité de la question dans les documents ainsi que sa marginalisation dans les plans d'intervention et de recommandations des institutions gouvernementales, intergouvernementales et des bailleurs. Nous sommes ici au cœur d'un processus classique, déjà montré au Burkina Faso concernant l'accès aux soins des indigent-e-s (Ridde, 2012): la situation est largement connue mais n'est pas perçue par les dirigeant-e-s comme un problème public auquel il faut s'attaquer.

En effet, les paiements directs sont ouvertement reconnus comme persistants par l'ensemble des acteurs et actrices pris-es en compte en RDC. En dépit d'un état des lieux consensuel, éloquent et déploré par l'ensemble des acteurs et actrices, la question reste globalement peu étudiée. La pratique des paiements directs semble ainsi inversement proportionnelle à sa mise au jour dans les écrits examinés. En témoignent par exemple (1) la collecte de documents initiale bien maigre mais néanmoins probante sur l'existence des paiements directs des soins dans le domaine du VIH; (2) l'appréhension de la question au détour d'autres problématiques; (3) le peu d'examen approfondi dont la question fait l'objet ainsi que celle des frais informels qui demeure quant à elle quasiment inexistante dans les écrits; (4) une marginalisation de la question dans les documents, notamment dans les recommandations et plans d'intervention. Ce constat peut également être renouvelé à l'issu des différentes conférences sur le VIH au cours desquelles cette question reste marginale, en témoigne la Conférence internationale sur le sida en juillet 2012 à Washington (Taverne et al., 2013). Plus récemment, lors de la neuvième conférence francophone sur le VIH et les Hépatites (AFRAVIH 2018), cette question des paiements directs n'était abordée que dans une seule communication d'une ONG (Médecins Sans Frontières, 2018) sur un total de 100 communications orales, et une affiche scientifique sur 335 exposés.
Cette revue documentaire montre par ailleurs que ces paiements directs constituent une préoccupation majeure des ONG tandis qu'ils semblent reléguer sur un second plan pour les autres organisations, notamment l'État. La question est en effet souvent mentionnée dans les écrits sans pour autant faire l'objet ni d'un examen approfondi, ni d'interventions, de projets ou de politiques visant à leur suppression (Geissler, 2013). Si certaines recommandations sont formulées, leurs modalités de mise en œuvre restent floues. Enfin, les interventions visant à éviter les paiements directs reviennent finalement à la charge des OSC. Elles interviennent notamment pour diminuer, voire éviter, les frais informels imputés aux PVVIH, tels que les frais de transports. La logique sous-jacente est de réduire la précarité des PVVIH plus que de faire appliquer la gratuité des soins. De plus, les ONG et OSC prises en compte dans les écrits ici examinés, tentent de «faire exister» le problème des paiements directs en investissant dans des dispositifs tels que des observatoires et en produisant des données empiriques. Elles donnent la voix aux personnes concernées: les PVVIH rendent visible les paiements directs et leurs effets délétères. Elles contribuent ainsi à faire des paiements directs non plus seulement une cause de non accès aux soins et une conséquence du sous-financement de la santé par l'État mais un problème de santé publique. Ce constat rejoint celui établit par Ridde et Yaméogo dans cet ouvrage qui montre combien le rôle des ONG a été central dans la production de connaissances, mais aussi dans le soutien à la formulation de politiques d'exemption du paiement des soins au Burkina Faso. Dans un pays où l'État reste faible et peu présent dans le secteur de la santé, le constat de la prégnance du rôle des ONG vient confirmer cette particularité. Si cette situation révèle une mobilisation de la société civile qui s'avère particulièrement favorable (Médecins Sans Frontières, 2017c), il ne doit pas occulter la responsabilité de l'État ni les rouages de la non application de la loi sur la gratuité des soins. Les seules réponses des OSC ne pourront suffire à pallier les dysfonctionnements (organisationnels, structurels, politiques) qui contribuent à la persistance de ces paiements directs.

En définitive, tous les acteurs et toutes les actrices reconnaissent
les barrières d'accès aux soins mais peu font force de propositions
opérationnelles pour les supprimer. La préoccupation semble être
centrée sur l'importance d'attirer l'attention sur le seul besoin d'éviter
les paiements directs, de financer et d'assurer la pérennité et la
gestion des financements alloués à la lutte contre le sida, plutôt que
d'agir en supprimant les paiements directs. Finalement, la
reconnaissance de la situation ne semble pas nécessairement se
traduire par un traitement du problème, ce qui est un grand classique
de l'analyse en science politique et de la formulation des politiques
publiques (Rochefort & Cobb, 1993). Elle reste cantonnée à l'état de
situation... Une situation connue, reconnue mais sans doute – au
regard du peu d'attention qu'elle revêt dans les écrits encore
aujourd'hui – ne dispose-t-elle pas de tous les éléments pour devenir
un problème public? L'ensemble de ces constats montre, en outre,
qu'on est ici au cœur du déficit de mise en œuvre (implementation
gap) où des décisions sont prises mais restent cantonnées aux
discours et ne sont pas réellement mise en place au bénéfice des
populations (Ridde & Sardan, 2017), comme beaucoup de chapitres de
cet ouvrage collectif le montrent. L'analyse de cet écart reste donc à
réaliser pour la RDC.

L'analyse documentaire montre également que les paiements
directs dans la littérature grise sont appréhendés à partir de leurs
conséquences (l'absence d'accès aux soins et les enjeux sanitaires
inhérents) ou leurs causes (les défaillances d'un système étatique et de
soins). Si les conséquences sanitaires sont clairement mentionnées,
les causes structurelles, organisationnelles et politiques le sont moins.
Quand elles le sont, c'est souvent sous forme de liste de facteurs,
fournissant certes des éléments d'explication de la persistance des
paiement directs mais permettant difficilement de comprendre
comment ces différents facteurs s'agencent, s'articulent et
contribuent à la (re)production des paiements directs dans le
contexte des soins associés au VIH. Une approche structurelle de la
question gagnerait à être développée de façon à identifier le contexte
de (re)production des paiements directs, à questionner et mettre au
jour les dysfonctionnements des dispositifs et des canaux de
distribution des financements existants par exemple. En effet, selon
la théorie du fonctionnement de l'exemption du paiement des soins
en Afrique, nous savons que les enjeux sont aussi politiques et
structuraux et qu'il faut absolument planifier des actions en
conséquence (Robert *et al.*, 2017).

Conclusion

Dans un contexte de gratuité des soins associés au VIH, la
persistance des paiements directs est un indicateur de
dysfonctionnements multiples. Or, l'analyse documentaire montre
que si certains dysfonctionnements sont mis en évidence, ils ne sont
pas directement mis en lien avec les paiements directs. Des questions
importantes restent en suspens et nous espérons que de prochaines
recherches pourront être déployées à ce sujet :

* Qu'est-ce qui (re)produit ces paiements directs et comment?
Dans quel contexte les paiements directs sont-ils décidés? À quel
moment? Pour qui? Par qui? Quels sont les processus à l'œuvre?

* Il existe également peu de données récentes sur le
réinvestissement de ces paiements: où et comment ces
paiements directs se répercutent-ils dans le système de soins
et sur la viabilité financière des formations sanitaires? Comment
sont-ils utilisés? Par qui? Pour quoi faire? L'impact sur le
personnel soignant semble également peu documenté: comment
les paiements directs sont-ils réutilisés? Où sont-ils réinvestis?
Quel est l'impact de ces paiements sur les pratiques des
prestataires de soins? Qui pratique quoi et dans quelles
conditions? Comment ces paiements directs dans le contexte du
VIH affectent-ils le personnel soignant? Quels bénéfices en tire-
t-il? Il s'agirait ainsi de comprendre la dynamique de production
des paiements directs.

* La question de la mise en œuvre de la politique d'exemption dans
le domaine du VIH mériterait quant à elle d'être étudiée:
Comment la politique est-elle mise en œuvre? Comment et à
quel niveau échoue-t-elle? Quelles perceptions les personnes
chargées de la mettre en œuvre en ont-elles?
De quoi ce manque de données sur la question des paiements directs dans le contexte du VIH est-il le sens? Que révèle-t-il? Le constat du manque de visibilité et de la marginalisation de la question reflète-t-il la difficulté de mettre en évidence et d'explorer la question des paiements directs dans un contexte de gratuité des soins censé être effectif depuis 2005 et pour laquelle des acteurs internationaux et actrices internationales ont massivement investi ces deux dernières décennies? Laisse-t-il présager d'une indicibilité des paiements directs dans le domaine du VIH, domaine majoritairement financé par des ressources extérieures et qui bénéficie de financements très conséquents comparativement à d'autres pathologies (Ministère de la Santé Publique, 2016; PNCNS, 2016)? Peut-on également émettre l'hypothèse que cette invisibilité traduit un champ de recherche sur les interventions de VIH où l'analyse des systèmes de santé est insuffisamment abordée du fait notamment d'une verticalisation des programmes de prise en charge du VIH?

Enfin, si des données manquent sur cette question et si des recherches gagneraient à être conduites pour la rendre plus visible et en explorer les mécanismes, il n'en demeure pas moins que la question révèle des dysfonctionnements majeurs de l'État et qu'elle demeure politique, comme l'introduction de cet ouvrage le rappelle. Elle ne pourra dès lors évoluer à ce stade sans un engagement politique fort au niveau national et international.

## Remerciements

Nous remercions Mit Philips (MSF Belgique), Iris Sémini (ONUSIDA) et Jean-Paul Divengi Nzambi (Consultant ONUSIDA RDC) pour leur contribution à cette revue documentaire. Merci également à l'ONUSIDA pour l'autorisation de publier ce chapitre.

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18. Les effets du financement basé
sur les résultats au Mali sur le
recours aux soins

DAVID ZOMBRÉ, MANUELA DE ALLEGRI ET VALÉRY RIDDE

Introduction

Étant donné que la santé maternelle et infantile reste une priorité dans les pays à faible revenu, toutes les possibilités continuent d'être explorées pour améliorer l'accès aux soins de santé dans le but de réduire la charge de morbidité des mères et de leurs enfants (Lassi et al., 2016)<fnref n="1" />. Ainsi, le financement basé sur les résultats (FBR) est de plus en plus mis en œuvre pour accroître l'utilisation et la qualité des soins de santé primaires, avec un accent particulier sur la santé maternelle et infantile. Les résultats des études menées en Afrique sur l'efficacité du FBR sur les résultats et la qualité des soins de santé maternelle et infantile, y compris les synthèses et les examens des données probantes, sont généralement mitigés (Das et al., 2016; Paul et al., 2018; Renmans et al., 2016; Witter et al., 2012) et incertains (Wiysonge et al., 2017), de sorte qu'aucune conclusion générale ne peut actuellement être tirée sur leur efficacité (Witter et al., 2012). Cela a d'ailleurs conduit certain-e-s auteurs et autrices et décideurs et décideuses à s'interroger sur la pertinence du FBR dans les pays à faible revenu (Paul et al., 2018).

Entre 2012 et 2013, le ministère de la Santé et de l'hygiène publique du Mali, en collaboration avec la Coopération néerlandaise (SNV), a mis en œuvre un programme pilote FBR dans les Centres de Santé Communautaires (CSCOM) de trois districts sanitaires de

<footnote n="1">1. Ce chapitre est une traduction d'un article publié en anglais et remanié/ réduit pour cet ouvrage : Zombré D., De Allegri M. & Ridde V. (2020). No effects of pilot performance-based intervention implementation and withdrawal on the coverage of maternal and child health services in the Koulikoro region, Mali: An interrupted time series analysis. *Health Policy Plan*, 35(4), 379-387.</footnote>
la région de Koulikoro<fnref n="2" />. Ce programme pilote a été déployé durant six trimestres (du troisième trimestre de 2012 au quatrième trimestre de 2013). Une évaluation réalisée par l'équipe de mise en œuvre du programme pilote FBR a montré une augmentation de l'utilisation des services de santé maternelle et infantile et une amélioration significative de la qualité des soins et de la capacité de génération de revenus des associations de santé communautaire (ASACO) (Toonen et al., 2014). Cependant, l'évaluation existante souffre d'un problème de fiabilité des données et une lacune méthodologique importante car les effets ont estimés sans tenir compte d'un groupe témoin, ce qui compromet la validité interne de l'étude (Gautier, 2016). Dans l'ensemble, bien que le projet FBR ait eu des effets bénéfiques sur la plupart, mais pas sur la totalité, des services de santé maternelle et infantile ciblés dans certains pays à faible revenu et des résultats moins intéressants dans d'autres (Huillery & Seban, 2014; Paul et al., 2018; Renmans et al., 2016; Ssengooba et al., 2012; Steenland et al., 2017; Witter et al., 2012; Zizien et al., 2018), les évaluations des effets du FBR doivent être approfondies, en partie en raison du manque de rigueur méthodologique (Witter et al., 2012).

L'intervention pilote FBR au Mali peut être considérée comme une expérience naturelle dans le cadre de laquelle l'intervention a été mise en œuvre de manière séquentielle dans plusieurs centres de santé, puis retirée 16 mois plus tard<fnref n="3" />. Par conséquent, la disponibilité des données du système national d'information sanitaire systématiquement collectées avant, pendant et après la phase pilote du FBR offre une occasion unique d'évaluer en profondeur son impact, au-delà de l'analyse bien utile mais plus simplifié déjà réalisée par l'équipe de mise en œuvre. Il s'agit de la première étude visant à examiner les effets de la mise en œuvre et du retrait ultérieur du programme pilote de FBR dans la région de Koulikoro au Mali sur les tendances des indicateurs de santé maternelle et infantile pertinents ciblés par le programme.

<footnote n="2">2. Voir le chapitre de Gautier et al. pour son émergence.</footnote>

<footnote n="3">3. Voir le chapitre de Coulibaly et al. pour l'analyse de la mise en oeuvre.</footnote>
# Méthodes

## Contexte

Cette étude a été menée à Koulikoro, la deuxième plus grande région du pays, située à 60 km de Bamako dans le nord-est du Mali (CAD-Mali, 2011). La région est dominée par des plateaux et des plaines bordés par le fleuve Niger sur plus de 130 km. La pluviométrie annuelle moyenne est de 700 à 900 mm par an. Elle couvre une superficie de 90 120 km² et compte 2 785 637 habitant-e-s (CAD-Mali, 2011). Différents groupes sociaux vivent dans la région, et les Bambara, les Malinké et les Sarakollé constituent la majorité. L'économie de la région est essentiellement basée sur l'agriculture et l'élevage. Ces deux activités occupent plus de 80% de la population. L'élevage occupe une place importante dans l'économie, surtout dans sa partie nord (CAD-Mali, 2011).

Le système de santé est formé par un réseau de CSCOM gérés par des associations de santé communautaire (ASACO) composées de représentant-e-s de la population (Ponsar et al., 2011). Les CSCOM constituent les services de première ligne, offrant un paquet minimum de soins essentiels tout en orientant les cas de maladies les plus graves vers le centre de santé de référence (CSREF) (Ponsar et al., 2011). Le ministère de la Santé construit les centres, les équipe et fournit les stocks initiaux de médicaments, et il affecte et rémunère les agent-e-s de santé responsables (Ponsar et al., 2011). Certaines dépenses supplémentaires des CSCOM sont subventionnées par le gouvernement et par de multiples organisations non gouvernementales (ONG), mais une part importante des dépenses totales de santé (62%) est encore payée par les ménages par le biais de dépenses directes (World Health, 2014).

## Intervention

Dans le but de réduire la mortalité maternelle et néonatale, le ministère de la Santé a lancé un programme pilote FBR en 2012. Ce programme pilote, financé par la SNV, se voulait un « FBR à la
malienne », c'est-à-dire qu'il devait tenir compte du contexte institutionnel et administratif spécifique au Mali de la décentralisation dans le secteur de la santé (Toonen et al., 2014). Des contrats de performance ont été signés avec les comités de gestion des 26 CSCOM, au travers desquels les structures reçoivent une compensation financière basée sur l'atteinte d'un ensemble d'indicateurs quantitatifs et qualitatifs prédéfinis en lien avec les résultats de santé maternelle et infantile (Toonen et al., 2014). Les indicateurs du FBR comprenaient les consultations curatives des moins de cinq ans, les consultations prénatales et postnatales, la vaccination des enfants, le planning familial, les accouchements assistés, le nombre d'enfants ou de femmes référé-e-s vers les CSCOM, et les femmes recevant une dose de vitamine A.

Des scores de performance ont été calculés et les paiements ont été effectifs pour les CSCOM qui ont atteint au moins 75% de l'objectif prenant à la fois en compte la quantité et la qualité des prestations fournies. Un paiement intégral a été accordé aux CSCOM qui ont atteint 100% de l'objectif. La vérification des indicateurs de performance, tant quantitatifs que qualitatifs, a été confiée aux services techniques de l'État, tandis qu'une contre-vérification indépendante a été effectuée par une ONG locale. 60% des fonds générés par le FBR devaient être réinvestis dans le CSCOM tandis que les 40% restant devaient être utilisés pour payer les primes du personnel<fnref n="4" />. Le ministère de la Santé s'attendait à ce que le programme FBR augmente les prestations de services, améliore la qualité des soins et les conditions de travail du personnel de santé. Le programme FBR a été mis en œuvre dans 26 CSCOM des districts de Banamba, Fana et Dioila sur les 121 de la région. Ces districts ont été sélectionnés par la SNV sur la base de performances antérieures en matière de gouvernance et d'utilisation des services (Toonen et al., 2014). Compte tenu des contraintes en matière de ressources humaines au sein de l'équipe de la SNV, le programme a été mis en œuvre de manière séquentielle. L'idée était de permettre à l'équipe

<footnote n="4">4. Voir le chapitre de Zitty et al.</footnote>
d'intervention de s'appuyer sur l'expérience des premiers CSCOM pour corriger les imperfections. Toutefois, des contraintes financières ont obligé la SNV à retirer le programme FBR en décembre 2013.

## Devis de l'étude

Nous nous sommes appuyé-e-s sur un modèle de série chronologique interrompue contrôlée (Lopez Bernal et al., 2018) impliquant deux interruptions dont la première indique l'introduction du FBR et la seconde indique son retrait. La fenêtre d'observation couvrait la période allant du premier trimestre 2009 au dernier trimestre 2015, soit 15 trimestres avant le début de l'intervention, six trimestres pendant la mise en œuvre de l'intervention et sept trimestres après le retrait de l'intervention. En raison de considérations pragmatiques de mise en œuvre, les CSCOM ont été inclus de manière séquentielle : sept CSCOM ont reçu le FBR au 15ème trimestre; un au 17ème trimestre; cinq au 18ème; sept au 19ème et six au 20ème trimestre. L'intervention a été retirée au 21ème trimestre dans tous les CSCOMS.

## Sources de données

Nous avons extrait les données pertinentes sur les indicateurs de santé maternelle et infantile du système national d'information sanitaire sur la période allant du premier trimestre 2009 au quatrième trimestre 2015 afin de former une série chronologique de 27 trimestres. En outre, à partir de la même source et sur la même période, nous avons obtenu des données sur le nombre et la qualification des professionnel-le-s de la santé par établissement, la population cible dans les zones de desserte concernées et sa répartition géographique en fonction de la distance. La fiabilité et la validité des données du système d'information sanitaire dans le contexte du Mali ont été prouvées par des études précédentes (Heinmüller et al., 2013; Ponsar et al., 2011).
## Les variables de résultats et leur mesure

Nous avons sélectionné nos variables de résultats pour refléter les indicateurs des services de santé inclus dans le programme et en considérant celles disponibles dans le système national d'information sanitaire. Le tableau 1 publié dans l'article original en anglais résume les variables de résultats incluses dans notre analyse et leur mesure. Pour chaque indicateur, et pour chaque trimestre, nous avons généré des proportions pertinentes en divisant le nombre d'événements (par exemple, le nombre de consultations curatives des moins de cinq ans) par la taille de la population cible spécifique (par exemple, le nombre total d'enfants de moins de cinq ans résidant dans la zone de desserté).

## Analyses statistiques

### Assurance de la validité interne

Lors de l'évaluation d'une intervention de santé publique à l'aide de données longitudinales, les risques d'absence de validité interne peuvent être limités si le groupe d'intervention et le groupe de contrôle sont comparables tant au plan des caractéristiques pré-intervention qu'au niveau des tendances de changement dans les résultats d'intérêt observés (Handley et al., 2018; Lee & Little, 2017). Dans notre cas, cela signifierait qu'avant le lancement du FBR, les CSCOM inclus dans notre analyse ne devraient pas différer sensiblement de niveau et de tendance dans l'utilisation des services de santé maternelle et infantile. Pour réduire cette menace, nous avons utilisé une stratégie analytique qui combinait un plan de séries chronologiques interrompues contrôlées (Lopez Bernal et al., 2018) à un ajustement par les covariables. Nous avons inclus trois covariables invariantes dans le temps. La première est une variable contextuelle décrivant l'accessibilité aux services, définie comme la proportion de la population qui vit à moins de cinq km de chaque centre de santé. La deuxième variable représente un facteur lié aux services de santé qui mesure la densité du personnel de santé définie comme le
nombre de professionnel-le-s de santé (infirmières, sages-femmes et autres professionnel-le-s de la santé) pour 1 000 enfants de moins de cinq ans. La troisième variable décrit la performance initiale, c'est-à-dire la performance moyenne des CSCOM par rapport au niveau d'utilisation de la santé maternelle et infantile deux ans avant le début de l'intervention (voir annexe A pour les détails du calcul).

## Justification de la stratégie analytique

Notre stratégie analytique était basée sur les considérations suivantes. Tout d'abord, par rapport aux intervention axées sur la demande comme la suppression du paiement des frais d'utilisation, qui devraient suivre un modèle de changement par étapes (Lopez Bernal et al., 2018) avec des effets souvent immédiats (Zombré et al., 2017), vu que le FBR est une intervention qui agit directement sur l'offre de soins de santé, son effet sur la demande de soins de santé va nécessairement être conditionné par la motivation du personnel de soins (Renmans et al., 2017) et par l'amélioration de la qualité des soins (Eichler, 2006). Il faudra donc attendre un certain temps avant d'observer une évolution de la demande de soins (Eichler, 2006; Renmans et al., 2017). Ainsi, les effets du FBR sur les indicateurs de santé que nous avons mesurés devraient se produire progressivement avec une période de latence qui exclurait un effet immédiat. Ceci a été confirmé par l'analyse visuelle et l'analyse de sensibilité que nous avons réalisées pour les 26 CSCOM d'intervention. C'est pour ces raisons que nous avons choisi d'analyser l'impact du FBR sur les tendances de l'évolution de l'utilisation des services de santé.
Résultats

Effets du programme pilote FBR sur les indicateurs de santé maternelle et infantile

Comme le montrent le tableau 1 et la figure 1, le taux initial des indicateurs de santé maternelle et infantile visés par le programme FBR était quasi-similaire dans les deux groupes (p > 0,10).

Au cours de la période précédant l'introduction du programme pilote FBR, la tendance était à la baisse et relativement stable dans les deux groupes pour les accouchements assistés (différence de tendance = 0,01, p > 0,45) et la proportion d'enfants complètement vaccinés (différence de tendance = 0,01, p > 0,45) et augmentait presque au même rythme dans les deux groupes pour les consultations postnatales (différence de tendance = 0,01, p > 0,28), les femmes recevant une dose de vitamine A (différence de tendance = 0,01, p = 0,48) et pour les consultations curatives des moins de cinq ans (différence de tendance = 0,01, p > 0,20).

<table><caption>Table 1. Effet du programme pilote FBR et de non retourn sur l'évolution des indicateurs de santé maternelle et d'enfants dans la région de Bissau (Mati)</caption><thead><tr><th></th><th>Accouchements assistés</th><th>Consultations postnatales</th><th>Vitamine A</th><th>Consultations Enfants</th><th>Enfants vaccinés</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Taux initial</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Groupe de comparaison</td><td>92,13<br>(22,49-40,77)</td><td>84,60 (58,04-113,35)</td><td>24,19<br>(16,92-31,47)</td><td>141,02 (32,18-189,25)</td><td>90,12<br>(77,89-102,94)</td></tr><tr><td>Groupe d'intervention</td><td>51,85<br>(76,22-57,47)</td><td>76,87 (52,27-102,47)</td><td>26,31 (19,78-32,87)</td><td>172,54 (31,97-212,11)</td><td>81,56 (72,16-90,94)</td></tr><tr><td>Différence</td><td>0,24 (-7,08-7,69)</td><td>7,82 (-16,32-34,49)</td><td>2,13 (-8,73-4,32)</td><td>31,52 (-29,88-12,85)</td><td>8,55 (-3,70-20,91)</td></tr><tr><td><strong>Tendance Pré-intervention</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Groupe d'intervention</td><td>0,98 (-0,97-0,99)</td><td>1,02 (-1,1-1,03)</td><td>1,02 (-1,1-1,04)</td><td>1,03 (1,01-1,05)</td><td>1 (-0,98-1,01)</td></tr><tr><td>Groupe d'intervention</td><td>0,99 (-0,97-1,02)</td><td>1,01 (0,99-1,02)</td><td>1,01 (-1,1-1,02)</td><td>1,03 (1,01-1,02)</td><td>1 (-0,99-1,01)</td></tr><tr><td>Différence</td><td>-0,01 (-0,92-0,03)</td><td>0,01 (-0,91-0,03)</td><td>0,01 (-0,01-0,03)</td><td>0,01 (-0,01-0,04)</td><td>1 (-0,92-0,03)</td></tr><tr><td><strong>Tendance pendant l'intervention</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Groupe de comparaison</td><td>0,98 (-0,93-1,03)</td><td>1,01 (0,96-1,06)</td><td>0,96 (0,91-1)</td><td>1,01 (0,96-1,06)</td><td>1 (-0,98-1,03)</td></tr><tr><td>Groupe d'intervention</td><td>1,02 (-1,1-1,04)</td><td>1,01 (0,97-1,05)</td><td>0,96 (0,92-0,97)</td><td>1,01 (0,95-1,03)</td><td>0,99 (0,98-1,01)</td></tr><tr><td>Différence</td><td>-0,04 (-0,99-0,02)</td><td>0 (-0,06-0,06)</td><td>0,01 (-0,04-0,06)</td><td>0 (-0,06-0,05)</td><td>0,01 (-0,02-0,04)</td></tr><tr><td><strong>Tendance Post-intervention</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Groupe de comparaison</td><td>1,05 (-0,98-1,09)</td><td>0,97 (0,91-1,03)</td><td>1,05 (0,97-1,09)</td><td>0,94 (0,88-1)</td><td>0,99 (0,97-1,01)</td></tr><tr><td>Groupe d'intervention</td><td>0,98 (-0,96-1)</td><td>0,99 (0,95-1,04)</td><td>1,05 (1,02-1,09)</td><td>0,95 (0,93-0,98)</td><td>1 (-0,98-1,02)</td></tr><tr><td>Différence</td><td>0,05 (-0,91-0,13)</td><td>0,03 (-0,9-0,04)</td><td>-0,02 (0,03-0,05)</td><td>-0,01 (-0,07-0,09)</td><td>-0,01 (-0,04-0,02)</td></tr></tbody></table>

Au cours de la mise en œuvre du projet pilote FBR, le rythme de croissance des résultats en matière de santé maternelle et infantile a été quasi identique dans les deux groupes à celui de la période précédant l'introduction du programme pilote FBR pour les visites postnatales (p > 0,98), les consultations chez les moins de cinq ans (p > 0,93) et les enfants complètement vacciné-e-s (p > 0,57). Toutefois, nos résultats ont montré une diminution statistiquement non significative de la proportion d'accouchements assistés (différence de
tendance = -0,04, p = 0,1). Ainsi, nous n'avons pas trouvé de différences
dans la tendance de l'utilisation des services de santé maternelle et
infantile (p > 0,10), ce qui suggère que le programme pilote FBR n'a pas
eu d'impact sur la tendance des résultats ciblés en matière de santé
maternelle et infantile dans les CSCOM d'intervention.

Les graphiques ci-dessous présentent l'évolution des indicateurs
de santé maternelle et infantile dans les CSCOM pilotes du FBR et
dans les CSCOM de comparaison.
<figure><img src="image_39.png" /></figure>

<figure><img src="image_40.png" /></figure>
<figure><img src="image_41.png" /></figure>

<figure><img src="image_42.png" /></figure>
<figure><img src="image_43.png" /><figcaption>Figure</figcaption></figure>

1. Évolution des indicateurs de santé maternelle et infantile dans les CSCOM pilotes du FBR (n = 26) et dans les CSCOM de contrôle (n = 95).

Note : Pour chaque figure, la première ligne verticale indique le début du programme pilote FBR au 3ème trimestre 2012, et la deuxième ligne verticale indique l'arrêt du programme pilote FBR au 4ème trimestre 2013.

Après le retrait du programme pilote FBR, nous avons observé une diminution statistiquement non significative de la tendance des consultations postnatales (différence de tendance = -0,03, p = 0,44), de la proportion de femmes recevant de la vitamine A (différence de tendance = -0,02, p = 0,59), des consultations curatives des moins de cinq ans (différence de tendance = -0,01, p = 0,87) et des enfants complètement vacciné-e-s (différence de tendance = -0,01, p = 0,58) dans le groupe d'intervention par rapport au groupe témoin. Nos résultats ont montré une augmentation statistiquement non significative de la tendance de la proportion des accouchements assistés (différence de tendance = 0,05, p = 0,10). En résumé, nous n'avons pas trouvé de différences statistiquement significatives sur la tendance de l'utilisation des services de santé maternelle et infantile (p > 0,10), ce qui suggère que le retrait de l'intervention de FBR n'a pas eu d'impact sur la tendance des résultats ciblés en matière de santé maternelle et infantile dans les CSCOM d'intervention.
## Discussion

En utilisant une approche analytique pragmatique, cette étude contribue au débat sur l'efficacité du FBR pour améliorer les résultats en matière de santé maternelle et infantile, en examinant plus particulièrement les changements dans l'utilisation des services de santé pendant la mise en œuvre du FBR et après son retrait. Contrairement aux résultats d'études précédentes menées dans d'autres contextes (Basinga et al., 2011; Bonfrer et al., 2014; Steenland et al., 2017), ni l'introduction ni le retrait du programme pilote FBR n'a eu un impact significatif sur la tendance de l'utilisation des services de santé maternelle et infantile dans la région de Koulikoro au Mali.

Bien que notre étude n'ait trouvé aucune preuve de l'effet du programme pilote FBR sur les indicateurs de santé maternelle et infantile, une étude antérieure sur la pérennité du programme pilote FBR dans le contexte de notre étude<fnref n="5" /> a suggéré que plusieurs gains ont été générés par ce programme, notamment d'investissements à long terme dans les ressources humaines et matérielles, d'intégration de diverses tâches et procédures et de création de confiance entre les parties prenantes (Seppey et al., 2017). Cependant, l'absence d'effets globaux significatifs du programme FBR pourrait s'expliquer par d'autres facteurs importants, liés au contexte, à sa conception et à la durée de sa mise en œuvre<fnref n="6" />. En effet, le programme pilote FBR était une approche très nouvelle au Mali, et l'équipe de mise en œuvre n'a pas reçu suffisamment de ressources financières et humaines pour démarrer le programme simultanément dans les 26 centres de santé. En outre, le programme a été déployé en plusieurs phases, avec des retards dans la distribution des primes aux agent-e-s de santé pendant sa mise en œuvre (Coulibaly et al., 2018). Ces retards ont compromis dans une certaine mesure la motivation des prestataires ainsi que la capacité à mettre en œuvre les investissements visant à améliorer la qualité des soins. En conséquence, ces retards ont probablement contribué à diluer l'effet du programme dans tous les CSCOM qui l'ont expérimenté. De plus, le FBR a été déployé et retiré

<footnote n="5">5. Voir le chapitre de Seppey et al.</footnote>

<footnote n="6">6. Voir le chapitre de Coulibaly et al.</footnote>
dans un contexte où 62% des dépenses de santé sont financées par les ménages par le biais de dépenses directes. En effet, même si la qualité des soins de santé a pu être améliorée grâce au programme pilote FBR et que l'intervention a eu suffisamment de temps d'être déployée, son effet sur l'utilisation des services de santé maternelle et infantile demeure incertain si les utilisateurs et les utilisatrices doivent continuer à payer des frais d'utilisation élevés. Ainsi, la demande de soins de santé serait plus sensible aux interventions qui améliorent l'accessibilité financière des soins de santé plutôt qu'à celles qui améliorent la motivation des professionnel-le-s de la santé et la qualité des soins.

Par ailleurs, si la mise en œuvre des interventions de santé publique nécessite un certain temps pour produire les effets attendus, la très courte durée du programme pilote FBR au Mali (16 mois) n'a pas permis à l'équipe de s'appuyer sur l'expérience des premiers centres de santé pour corriger progressivement les imperfections comme prévu (Toonen et al., 2014). Il est également possible que l'intervention pilote FBR n'ait pas eu suffisamment de temps pour stimuler la demande au niveau de la population, et la variabilité de la mise en œuvre d'un CSCOM à l'autre a également rendu difficile de cerner un effet global positif dans l'ensemble des CSCOM. À la lumière de nos conclusions, il est plausible de supposer qu'un projet FBR ultérieur soutenu par la Banque mondiale dans 10 des districts de la région conduira à des résultats similaires, du fait que les retards de mise en œuvre ont finalement limité sa mise en œuvre effective à seulement huit mois (Coulibaly et al., 2018). Du point de vue des évaluations produisant des résultats utiles dans la prise de décisions en santé publique (Wholey, 2004), cela nous amène à nous interroger sur l'évaluabilité du programme FBR (D'Ostie-Racine et al., 2013) et sur la pertinence de la stratégie de mise en œuvre du programme dans le contexte des pays à faible revenu. Ainsi, alors que tous les programmes FBR avaient des théories de changement faibles au démarrage, la nécessité d'une bonne théorie de changement est essentielle afin d'assurer une conception de programme bien pensée et des évaluations qui expliquent comment et pourquoi les changements se produisent (Lindkvist & Bastøe, 2015).
Notre conclusion selon laquelle l'introduction du programme
pilote FBR n'a pas eu globalement un impact significatif sur l'utilisation
des services de santé maternelle et infantile dans la région de
Koulikoro au Mali est conforme à celle d'une étude récente qui n'a
trouvé aucune preuve de l'efficacité du FBR pour améliorer les
indicateurs de SMI au Burkina Faso (Zizien et al., 2018). Une analyse
similaire des données de routine a été réalisée au Bénin sur la période
2010-2015 dans 400 établissements de santé et a également montré
une absence d'effets sur l'utilisation des services de santé maternelle
et infantile (Johnson et al., 2016). Ce programme a été organisé sur
une période plus longue (4-6 ans), et il a montré des améliorations
notables de la qualité des soins (Johnson et al., 2016). L'absence d'effets
sur la couverture vaccinale des enfants dans le contexte du Bénin
a été attribuée au niveau déjà élevé de cet indicateur, qui ne laisse
aucune marge à une amélioration significative. Certes, comme
l'utilisation des services de santé maternelle et infantile était
globalement faible au Mali (Ponsar et al., 2011) et au Bénin (Johnson
et al., 2016), nous nous attendions à une amélioration significative,
même pour une courte durée d'intervention, et, étonnamment, cela
n'a pas été le cas. Il peut donc être nécessaire de remettre en question
la théorie du programme (Lindkvist & Bastøe, 2015), les facteurs de
mise en œuvre et l'hypothèse causale promue par le FBR (Paul &
Renmans, 2017).

En revanche, à partir des données du système national d'information sanitaire, une autre étude a conclu que le programme pilote FBR mis en œuvre dans trois districts du Burkina Faso a permis, sur une période relativement courte, d'augmenter le nombre de consultations (27,7%), d'accouchements (9,2%) et de consultations postnatales avancées (119%) (Steenland et al., 2017). L'efficacité à très court terme de l'intervention FBR au Burkina Faso pourrait s'expliquer par le fait qu'elle a fonctionné pendant 18 mois et qu'il a été suivi de près par la Banque mondiale et le Secrétariat technique pour la mise en œuvre du programme. Cela n'a pas été le cas au Mali, où la mise en œuvre du programme a souffert de faiblesses qui ont réduit les chances que le programme ait un effet substantiel sur les indicateurs de santé maternelle et infantile (Seppey et al., 2017).
Conclusion

La mise en œuvre du programme pilote FBR dans la région de Koulikoro au Mali a créé des conditions exceptionnelles pour une évaluation rapide de ses effets. Dans l'ensemble, l'introduction et le retrait du programme pilote FBR n'ont pas eu d'effets significatifs sur la couverture des services de santé maternelle et infantile dans la région de Koulikoro au Mali. Bien que plusieurs gains aient été générés par la mise en œuvre du programme FBR, selon ses promoteurs et promotrices (Toonen et al., 2014), notamment d'investissements en ressources humaines et matérielles, l'absence d'effets significatifs dans l'ensemble des CSCOM pourrait s'expliquer par le contexte de mise en œuvre, par les faiblesses dans la conception de l'intervention, et par l'hypothèse causale et la mise en œuvre. Dans cet ouvrage, les chapitres de Coulibaly, Zitti et Gautier et leurs collègues donnent des pistes d'explications empiriques fortes intéressantes et confirment l'intérêt de comparer l'efficacité à la mise en œuvre.

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19. L'impact de la réduction et de la suppression des paiements directs sur la prestation de services au Burkina Faso

HOA THI NGUYEN, DAVID ZOMBRÉ, VALÉRY RIDDE ET MANUELA DE ALLEGRI

Introduction

Dans le but d'accroître l'assistance qualifiée à l'accouchement, de nombreux pays d'Afrique subsaharienne ont considérablement réduit ou entièrement supprimé les paiements directs des services de soins obstétricaux (Richard et al., 2013; Ridde & Morestin, 2011; Yates, 2009)<fnref n="1" />. Ces politiques se justifient par le fait qu'il est largement reconnu que le paiement direct constitue un obstacle financier majeur à l'accès aux soins de santé, en particulier pour les groupes vulnérables, tels que les femmes et les personnes très pauvres (Borghi et al., 2008; Gabrysch & Campbell, 2009; Kyei-Nimakoh et al., 2017; Lagarde & Palmer, 2011; Yates, 2009). Les politiques de réduction et de suppression des paiements directs visent à faciliter l'accès aux soins en réduisant les obstacles financiers au point de service, et donc à accroître leur utilisation et, en fin de compte, à améliorer les résultats en matière de santé (Richard et al., 2013; Ridde & Morestin, 2011).

De nombreuses études ont été menées pour évaluer les effets des politiques de réduction et de suppression des paiements directs ciblant les soins de santé (Dzakpasu et al., 2014; Hatt et al., 2013; Richard et al., 2013; Ridde & Morestin, 2011). Au-delà des variations

<footnote n="1">1. Ce chapitre est une traduction d'un article publié en anglais et remanié/ réduit pour cet ouvrage : Nguyen, H. T., Zombré, D., Ridde, V. & De Allegri, M. (2018). The impact of reducing and eliminating user fees on facility-based delivery: A controlled interrupted time series in Burkina Faso. *Health Policy and Planning*, 33(8), 948-956.</footnote>
méthodologiques et des limites qui affectent inévitablement toutes les études visant à identifier de potentiels liens de causalité, les données des études convergent pour indiquer un effet immédiat et positif sur l'utilisation des services de santé à la suite de la réduction ou de la suppression des paiements directs (Dzakpasu, Powell-Jackson & Campbell, 2014). Plus précisément, une étude a révélé une augmentation de 5% des prestations en formation sanitaire dans trois pays d'Afrique sub-saharienne (Kenya, Ghana et Sénégal), où des politiques de suppression des paiements directs étaient en place (McKinnon, Harper, Kaufman & Bergevin, 2015). Une autre étude, examinant les effets de deux politiques nationales différentes qui garantissaient un accès gratuit aux soins de santé au Ghana, a montré une augmentation significative et immédiate des taux de prestation en formation sanitaire (Dzakpasu et al., 2012). Au Burkina Faso, deux études ont identifié une augmentation substantielle du taux d'accouchements assistés un an après l'introduction du projet pilote de suppression des paiements directs dans la région du Sahel (Johri, Ridde, Heinmüller & Haddad, 2014; Ridde et al., 2013).

Cependant, les preuves des effets durables des politiques de réduction et de suppression des paiements directs pour les soins maternels restent rares et mitigées. Nous n'avons identifié que cinq études concernant une période de plus de trois ans (De Allegri et al., 2012; Dzakpasu et al., 2012; Fournier et al., 2014; Ganaba et al., 2016; Ridde, Richard, Bicaba, Queuille & Conombo, 2011). Parmi ces cinq études, trois ont examiné la même politique nationale de réduction des paiements directs pour les soins d'accouchement mise en œuvre au Burkina Faso depuis 2007, mais ont fait état de résultats contrastés, selon la région étudiée et la méthodologie appliquée (De Allegri et al., 2012; Ganaba et al., 2016; Ridde et al., 2011). De même, Dzakpasu et al. (2012) n'ont pas identifié de changement durable sur cinq ans après le lancement de la politique de soins gratuits au Ghana en 2005. Au Mali, Fournier et al. (2014) ont constaté une augmentation soutenue du taux de césariennes pour un seul groupe de femmes vivant dans des villes dotées d'hôpitaux de district au cours des sept années suivant l'introduction de la politique nationale de gratuité des césariennes.
Notre étude visait à évaluer les effets durables de la réduction partielle et de la suppression complète des paiements directs sur l'utilisation des services de santé, et à comparer les deux politiques afin d'évaluer le bénéfice marginal de l'une par rapport à l'autre.

## Méthode

### Cadre de l'étude

Notre étude s'est déroulée dans la région du Sahel au Burkina Faso, où la politique nationale de réduction des paiements directs et le projet pilote de suppression des paiements directs ont été mis en œuvre en parallèle. Situé au nord-est et comptant une population de 1 160 000 habitant-e-s, principalement des éleveurs et éleveuses et des agriculteurs et agricultrices, le Sahel est la région la plus pauvre du pays (Ministère de la Santé du Burkina Faso, 2015). Elle est composée de quatre districts ruraux (Dori, Sebba, Djibo et Gorom) qui partagent des caractéristiques sociodémographiques similaires (Zombré, De Allegri & Ridde, 2017). Dans cette région, avant la mise en œuvre de la réduction ou de la suppression des paiements directs, l'utilisation des soins de santé, y compris la couverture des accouchements par du personnel qualifié, était parmi les plus faibles du pays. En 2006, le taux d'accouchement en formation sanitaire n'était que de 17,6%, alors que la moyenne nationale était de 42,9% (Ministère de la Santé du Burkina Faso, 2007).

### Deux interventions à l'étude

Nous avons évalué les effets de deux interventions parallèles, mais différentes, de financement de la santé ciblant les paiements directs des services d'accouchement au Burkina Faso : la politique nationale de réduction des paiements directs pour l'accouchement et les soins obstétriques et néonataux d'urgence (SONU) et le projet pilote de suppression totale des paiements directs (le projet pilote) soutenu par l'ONG allemande HELP financée par ECHO.
La première politique, la SONU, a été mise en œuvre à l'échelle nationale de janvier 2007 à avril 2016 (Ministère de la Santé du Burkina, 2016). Cette politique a permis de réduire les paiements directs au lieu de soin en mettant effectivement en place une subvention de 80% pour la prise en charge de l'accouchement. Sur la base d'une étude de coûts, le gouvernement a fixé des tarifs fixes pour les services de soins et a remboursé 80% de ces valeurs aux formations sanitaires, laissant aux femmes le soin de payer les 20% restants au point d'utilisation. Cette contribution de 20% allait de 900 FCFA pour un accouchement normal, à 3 600 FCFA pour un accouchement compliqué et à 11 000 FCFA pour une césarienne. Cette politique prévoyait également que les 20% de femmes les plus pauvres soient totalement exemptées du paiement des services de soins d'accouchement (Ministère de la Santé du Burkina Faso, 2006). Tous les districts de la région du Sahel ont été touchés par cette politique, comme tous les autres districts du pays.

La deuxième politique était le projet pilote de suppression totale des paiements directs, qui a été mis en œuvre par les autorités sanitaires locales avec le soutien de HELP uniquement dans deux districts, Dori et Sebba, depuis septembre 2008. Le projet pilote a entraîné la suppression totale des paiements directs pour les femmes enceintes, les indigent-e-s et les enfants de moins de cinq ans (Ridde et al., 2013; Zombré et al., 2017)<fnref n="2" />.

La SONU et le projet pilote ont été mis en œuvre conjointement avec d'autres initiatives parallèles visant à améliorer les soins maternels. Plus précisément, le projet pilote a été accompagné d'une série de mesures de soutien visant à améliorer la qualité des soins (Ridde et al., 2013; Zombré et al., 2017). De même, la SONU a été mis en œuvre sur un système déjà opérationnel, ce qui signifie qu'elle a eu lieu en même temps que d'autres activités visant à renforcer les performances du système de santé, y compris l'amélioration de la qualité des services (Ridde et al., 2011). Dans notre analyse, nous n'avions aucun moyen d'isoler les effets de la réduction des paiements

<footnote n="2">2. Voir le chapitre de Ridde et al.</footnote>
directs et de la suppression de l'effet de l'amélioration de la qualité
des soins, puisque les deux composantes ont été mises en œuvre en
même temps comme une seule intervention dans les deux cas.

Conception de l'étude

Nous avons adopté l'analyse des séries chronologiques
interrompues basée sur une régression segmentée (Bernal, Cummins,
& Gasparrini 2016; Lagarde, 2012; Penfold, Harrison, Bell &
Fitzmaurice, 2007; Shadish & Cook, 2002; Wagner, Soumerai, Zhang &
Ross-Degnan, 2002) pour estimer les effets de la SONU et du pilote.
Étant donné que le projet pilote n'a été mis en œuvre que dans deux
districts (Dori et Sebba), nous avons pu inclure les deux autres
districts (Djibo et Gorom) de la région comme groupe témoin pour
la période suivant la mise en place du projet pilote. Cela signifie que
nous avons traité les quatre districts comme une intervention pour la
période pré-pilote (jusqu'en août 2008) et à partir de septembre 2008,
nous avons traité les deux districts qui n'ont pas reçu le projet pilote
comme un groupe de contrôle.

Notre série couvrait la période de onze ans, allant de janvier 2004 à décembre 2014. Elle se composait de 132 points de données mensuelles, dont 36 pour la période précédant la SONU, 20 pour la période entre le début de la SONU et le pilote et 76 pour la période suivant la mise en place du pilote. Nous avons placé deux interruptions consécutives, la première en janvier 2007 et la seconde en septembre 2008, afin de quantifier l'effet de la SONU et du projet pilote.

Sources de données

Cette étude s'est appuyée sur des données provenant de deux
sources : le système d'information sur la gestion de la santé (HMIS)
et une enquête *ad hoc* auprès des formations sanitaires. Le HMIS
représente la principale source de données pour cette étude. Afin
d'établir une série chronologique continue et stable, nous avons
obtenu le nombre mensuel d'accouchements effectués dans les 87
Centres de Santé et de Promotion Sociale (CSPS), les formations sanitaires de premier niveau des quatre districts étudiés et une estimation du nombre de femmes en âge de procréer (15-49 ans) dans leur bassin de desserte.

L'enquête auprès des centres de santé représente une source secondaire de données utilisée pour cette étude. Cette enquête a été menée dans les 87 CSPS des quatre districts étudiés, dans le but de déterminer si les facteurs contextuels et les services de santé affectent l'association entre la suppression des paiements directs et l'utilisation des soins de santé (Zombré et al., 2017). Pour les besoins de notre étude, nous n'avons extrait de cette enquête que des données sur la présence d'autres interventions sanitaires dans les formations sanitaires étudiées et sur la date d'ouverture de l'établissement. Nous avons utilisé ces données pour fournir une explication complémentaire des résultats des séries chronologiques et pour comparer la période théorique de disponibilité des données à celle observée dans la base du HMIS pour chaque formation sanitaire.

L'approche analytique et la modélisation statistique ont été présentées dans l'article publié en anglais <fnref n="3" />.

## Résultats

Le tableau 1 présente des statistiques pour les groupes d'intervention et de contrôle pour l'ensemble de la période d'étude. De janvier 2004 à décembre 2014, notre base de données comprenait un total de 9 627 observations (dénombrement des points de données mensuels des 87 CSPS), dont 174 observations manquantes (1,8%). Les observations manquantes ont eu lieu principalement dans les mois suivant l'ouverture de l'établissement, dit formation sanitaire, indépendamment de l'emplacement dans les districts de contrôle ou d'intervention; nous avons donc décidé d'exclure toutes les valeurs manquantes de notre analyse. Notre analyse finale a pris en compte 9 453 observations au total, dont 5 661 observations dans le groupe de

<footnote n="3">3. Disponible sur : https://academic.oup.com/heapol/article/33/8/948/5107204</footnote>
contrôle et 3 792 dans le groupe d'intervention. En outre, le tableau 1 présente la moyenne mensuelle de la proportion d'accouchements en formation sanitaire, le décompte mensuel des accouchements prévus pour les groupes d'intervention et de contrôle pour l'ensemble de la période d'étude et ses sous-périodes.

<table><caption>Tableau 1 : Statistiques</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Nombre de formations sanitaires</th><th rowspan="2">Nombre d'observations</th><th colspan="4">Proportion moyenne mensuelle d'accouchements en formation sanitaire (%) et nombre attendu d'accouchements (n)</th></tr><tr><th>Période d'étude globale</th><th>Pré-SONU</th><th>SONU</th><th>Post-pilote</th></tr></thead><tbody><tr><td>Groupe d'intervention (Dori et Sebba)</td><td>36</td><td>3792</td><td>53.75 (1749)</td><td>19.77 (1485)</td><td>33.52 (1623)</td><td>75.17 (1908)</td></tr><tr><td>Groupe de contrôle (Djibo et Gorom)</td><td>51</td><td>5661</td><td>33.20 (2,253)</td><td>11.22 (1942)</td><td>24.26 (2007)</td><td>45.96 (2464)</td></tr></tbody></table>

Le tableau 2 présente les estimations finales du modèle. La figure 1 visualise les résultats finaux en traçant les lignes observées (les points de données réels) et ajustées (les estimations du modèle) pour les groupes d'intervention et de contrôle. Au début de la période d'étude, le taux d'accouchements en formation sanitaire était déjà supérieur de 9,48% (p=0,01) dans le groupe d'intervention par rapport au groupe de contrôle. Il n'y avait pas de différence significative dans la tendance préexistante entre le groupe d'intervention et le groupe de contrôle (p>0,05). Nous avons observé une légère augmentation d'un mois à l'autre de la tendance préexistante tant dans le groupe de contrôle (0,1%) que dans le groupe d'intervention (0,07%). Cependant, cette légère tendance positive préexistante avant la SONU n'était pas significative pour les deux groupes (p > 0,05).
<table><caption>Tableau 2 : Estimations finales du modèle</caption><thead><tr><th>Coefficients</th><th>Estimations [IC 95%] (%)</th><th>Valeurs p.</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Niveau de référence</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Différence entre intervention et contrôle<br>(intervention)</td><td>+9.48 [+3.77, +15.19]<br>9.21 [4.53, 13.89]</td><td>P &lt; 0.002 **<br>P &lt; 0.001 ***</td></tr><tr><td>Groupe de contrôle (interception)</td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Tendance préexistante</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Différence entre intervention et contrôle (int_time)</td><td>-0.03 [-0.21, +0.14]</td><td>P &lt; 0.709</td></tr><tr><td>Groupe de contrôle (temps)</td><td>+0.10 [-0.10, +0.29]</td><td>P &lt; 0.328</td></tr><tr><td><strong>Effet de la SONU</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Changement de niveau (sonu_level)</td><td>+3.05 [-3.13, +9.22]</td><td>P &lt; 0.336</td></tr><tr><td>Changement de tendance (sonu_trend)</td><td>+0.76 [+0.30, +1.22]</td><td>P &lt; 0.002**</td></tr><tr><td><strong>Effet du projet pilote d'exemption des paiements directs</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Groupe d'intervention</td><td>+1.27 [-8.04, +10.57]</td><td>P &lt; 0.790</td></tr><tr><td>Changement de niveau (pilot_level)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Changement de tendance</td><td>+1.03 [+0.55, 1.51]</td><td>P &lt; 0.001***<br>P &lt; 0.002**</td></tr><tr><td>tendance_pilot_pilot_trendsq</td><td>-0.01 [-0.015, -0.003]</td><td></td></tr><tr><td>Groupe de contrôle</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Changement de niveau (niveau)</td><td>+7.64 [+0.05, 15.24]</td><td>P &lt; 0.050*</td></tr><tr><td>Changement de tendance</td><td></td><td></td></tr><tr><td>tendance</td><td>-0.69 [-1.22, -0.15]</td><td>P &lt; 0.013*</td></tr><tr><td>trendsq</td><td>-0.0006 [-0.005, +0.003]</td><td>P &lt; 0.758</td></tr></tbody></table>

± représente des changements ou des différences positives ou négatives ; ***, **, * niveau de signification à 0,001, 0,01 et 0,05 respectivement

<figure><img src="image_44.png" /><figcaption>**Figure 1.** Évolution de la proportion mensuelle des accouchements en formation sanitaire dans les groupes d'intervention et de contrôle entre janvier 2004 et décembre 2014</figcaption></figure>
Les estimations du modèle suggèrent que juste après l'introduction de la SONU, il y a eu une augmentation immédiate mais non significative de 3,05 points de pourcentage (changement de niveau) de la proportion des accouchements en formation sanitaire, et une accélération du développement des accouchements en formations sanitaires (+0,76 point de pourcentage d'augmentation mensuelle (p<0,01)) pour la période entre le début de la SONU et celui du projet pilote d'exemption dans les quatre districts de l'étude. En ce qui concerne les effets du pilote, dans le groupe de contrôle, nous avons observé une augmentation immédiate et significative de 7,64% du taux d'accouchement en formation sanitaire. Cette augmentation immédiate dans le groupe de contrôle a été suivie d'une réduction mensuelle significative au taux de 0,69 point de pourcentage (p=0,01) dans la période post-pilote dans la tendance linéaire, et une diminution non significative dans sa tendance quadratique correspondante. Sur la même période, dans le groupe d'intervention, il y a eu une augmentation immédiate de 8,91% du taux de prestation en formation sanitaire après l'introduction du pilote, soit seulement 1,27 points de pourcentage de plus que l'estimation correspondante pour le groupe de contrôle. La différence entre les deux n'était pas statistiquement significative. Cette différence d'augmentation initiale entre le groupe d'intervention et le groupe de contrôle s'est accompagnée d'une augmentation mensuelle significative de 1,03 points de pourcentage (p=0,001), tandis que la tendance quadratique correspondante indiquait une réduction mensuelle significative au taux de 0,01% (p=0,01) tout au long de la période post-pilote.

Le tableau 3 présente les effets absolus et relatifs (en moyenne dans les quatre districts) de la SONU sur l'utilisation des accouchements en formation sanitaire en pourcentage et en nombre sur les huit années suivant sa mise en œuvre. Un an après l'introduction de la SONU, le taux estimé d'accouchement en milieu hospitalier à Djibo et Gorom était de 26,1% (la valeur prédite). Si la SONU n'avait pas été mise en œuvre, cette valeur n'aurait dû être que de 13,9% (la valeur contrefactuelle), ce qui représente un effet absolu de 12,2 points de pourcentage, soit l'équivalent d'un effet relatif de 87,5%. En conséquence, entre fin décembre 2006 et fin décembre 2007 à Djibo et Gorom, 2 937 accouchements ont eu lieu en formation
sanitaire plutôt qu'à domicile grâce à l'exemption des paiements directs. Cet effet a augmenté et a atteint son point culminant à la fin de la troisième année après le début de la SONU, où il était de 27,0 points de pourcentage en termes absolus ou de 166,5% en termes relatifs. À partir de la quatrième année, l'augmentation de l'effet devient moindre d'année en année jusqu'à la dernière année d'étude (décembre 2014), où le taux d'accouchements en formation sanitaire s'est établi à 53,5%, présentant un effet absolu de 31,4 points de pourcentage et relatif de 142,0% respectivement. Sur huit ans, la SONU a produit une augmentation de 31,4%, ce qui équivaut à une augmentation annuelle d'environ 4% (31,4%/8) en moyenne et s'est traduit par 10 478 accouchements supplémentaires à Djibo et Gorom pour la seule année 2014.

<table><caption>Tableau 3 : Effet absolu et relatif de la SONU sur l'utilisation des accouchements en formation sanitaire en pourcentage (%) et en nombre (%)</caption><thead><tr><th>Estimations pécuniaires</th><th>Prévo<sup>*</sup>, (%)</th><th>Contructeuel<sup>*</sup>, (%)</th><th>Changement absolu, (%)</th><th>Variation relative (%)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Première année (dec 2007)</td><td>25,1</td><td>13,3</td><td>12,2</td><td>5,917</td><td>87,5</td></tr><tr><td>Deuxième année (dec 2008)</td><td>36,4</td><td>15,1</td><td>21,3</td><td>5,195</td><td>141,2</td></tr><tr><td>Troisième année (dec 2009)</td><td>43,3</td><td>16,2</td><td>27,0</td><td>6,999</td><td>166,5</td></tr><tr><td>Quatrième année (dec 2010)</td><td>45,3</td><td>17,4</td><td>27,9</td><td>7,516</td><td>160,3</td></tr><tr><td>Cinquième année (dec 2011)</td><td>47,4</td><td>18,6</td><td>28,8</td><td>8,618</td><td>154,8</td></tr><tr><td>Sixième année (dec 2012)</td><td>48,4</td><td>18,8</td><td>29,7</td><td>9,249</td><td>150,0</td></tr><tr><td>Septième année (dec 2013)</td><td>51,4</td><td>20,9</td><td>30,5</td><td>9,718</td><td>145,8</td></tr><tr><td>Huitième année (dec 2014)</td><td>51,5</td><td>22,1</td><td>31,4</td><td>10,478</td><td>142,0</td></tr></tbody></table>

Le tableau 4 montre les effets absolu et relatifs du projet pilote sur l'utilisation de l'accouchement en formation sanitaire, à la fois en pourcentage et en valeur absolue, sur une période de six ans après son lancement. Seize mois après l'introduction du projet pilote (décembre 2009), le taux d'accouchement en formation sanitaire dans les districts d'intervention était estimé à 65,7%, soit un effet absolu de 15,3%, ou un effet relatif de 30,4% par rapport à son « contrefactuel » (le taux d'accouchement en formation sanitaire prédit pour le groupe contrôle). Cette tendance positive s'est poursuivie et a atteint son point culminant à la fin de la quatrième année, où l'effet a été le plus élevé (28,5% en termes absolus, 51,6 points de pourcentage en termes relatifs). Le taux d'augmentation a commencé à se stabiliser

<footnote>* Les valeurs prédites, la variation contractuelle et absolu du nombre d'accouchements en formation sanitaire ont été calculées en utilisant le nouveau initial, la tendance préditeante et le nombre prévoi d'accouchements dans les deux districts de Djibo et de Gorom.</footnote>
à partir de la cinquième année. À la fin de la période d'étude, le taux d'accouchements prédit en formation sanitaire dans le groupe d'intervention était de 81,8%, soit un effet absolu de 23,2 points de pourcentage et 39,6% en termes relatifs, ce qui s'est traduit par 5 720 accouchements réalisés en formation sanitaire supplémentaires plutôt qu'à domicile à Dori et Sebba pour la seule année 2014. L'effet global du projet pilote sur six ans était de 23,2%, soit environ 4% par an (23,2%/4).

<table><caption>Tableau 4 : Effet absolu et relatif du projet pilote par rapport à la SONU sur l'utilisation des services obstétricaux en pourcentage [%] et en nombre [N]</caption><thead><tr><th>Estimations pénibles</th><th>Prédit [%]</th><th>Contratuel (%)</th><th>Changement absolu [%]</th><th>Variation relative [%]</th></tr></thead><tbody><tr><td>Prénorme année (Dec. 2009)</td><td>65,7</td><td>50,4</td><td>13,3</td><td>3,271</td><td>30,4</td></tr><tr><td>Quinzième année (Dec. 2010)</td><td>74,5</td><td>52,0</td><td>22,5</td><td>5,095</td><td>43,3</td></tr><tr><td>Quinzième année (Dec. 2011)</td><td>80,6</td><td>53,7</td><td>26,9</td><td>5,913</td><td>50,2</td></tr><tr><td>Quinzième année (Dec. 2012)</td><td>83,8</td><td>55,3</td><td>28,5</td><td>6,746</td><td>51,6</td></tr><tr><td>Cinquième année (Dec. 2013)</td><td>84,2</td><td>56,9</td><td>27,3</td><td>6,644</td><td>47,9</td></tr><tr><td>Cinquième année (Dec. 2014)</td><td>81,8</td><td>58,6</td><td>23,2</td><td>5,720</td><td>39,6</td></tr></tbody></table>

## Discussion

Cette étude est la première à appliquer une série chronologique contrôlée pour évaluer à la fois les effets durables de la suppression des paiements directs pour les soins d'accouchement et l'effet relatif de la suppression complète des paiements directs par rapport à une réduction partielle. Le cadre unique du Burkina Faso, avec deux politiques mises en place parallèlement (une politique nationale de réduction des paiements directs, la SONU, et un projet pilote de suppression des paiements directs), combiné à la disponibilité de données de routine de haute qualité, nous a permis de mener cette étude et d'apporter une contribution substantielle à l'état des connaissances.

Notre étude a détecté un effet positif significatif et durable de la réduction et de la suppression des paiements directs sur le recours à l'accouchement en formation sanitaire au Burkina Faso. Plus précisément, la SONU a produit une augmentation globale de 31,4% en huit ans, ce qui équivaut à une augmentation annuelle de 4%. L'effet annuel a augmenté pendant les trois premières années puis
s'est progressivement stabilisé. De même, le projet pilote a encore
amélioré l'utilisation des soins de santé en augmentant la proportion
d'accouchements en formation sanitaire de 23,2 points de
pourcentage par rapport à la situation de la SONU sur une période
de six ans, ce qui équivaut à une augmentation annuelle d'environ 4%.
L'ampleur de l'effet a augmenté d'année en année pendant quatre ans
avant de se stabiliser.

L'ampleur de l'effet sur cinq ans (28,8 points de pourcentage) due
à la SONU, estimée dans notre étude, est comparable à l'estimation
basée sur la population de 35% observée par De Allegri et al. (2012) sur
la même période dans le district de Nouna. De même, l'augmentation
de 4% par an observée dans notre étude est égale à l'estimation
produite par Ganaba et al. (2016) utilisant également les données du
HMIS. En confrontant nos résultats à la littérature antérieure sur les
effets produits par le même projet pilote de paiements directs sur
l'utilisation des soins de santé pour les enfants de moins de cinq ans,
nous constatons que notre étude n'a pas détecté un effet significatif
d'une ampleur comparable immédiatement après sa mise en œuvre,
mais qu'un effet soutenu sur six ans était plutôt comparable (Zombré
et al., 2017). La différence dans les effets immédiats pourrait être en
partie attribuable à la magnitude de la suppression (Carroll et al.,
2007; Gearing et al., 2011).

D'une part, l'augmentation mensuelle significative et continue
observée dans les quatre districts étudiés à la suite de l'introduction
de la SONU confirme que les paiements directs constituent depuis
longtemps un obstacle majeur à l'accès aux soins (Borghi, Storeng &
Filippi, 2008; Gabrysch & Campbell, 2009; Kyei-Nimakoh, Carolan-
Olah, & McCann, 2017; Lagarde & Palmer, 2011; Yates, 2009) et que
cette suppression du paiement est déjà suffisante pour produire une
augmentation soutenue de l'utilisation des services. D'autre part,
l'augmentation significative et mensuelle qui a suivi l'introduction du
projet pilote à Dori et Sebba, comparée à la réduction partielle
maintenue à Djibo et Gorom, confirme que même de faibles co-
paiements peuvent dissuader l'utilisation des services de santé (De
Allegri et al., 2015; Puertas, Nzala, Philips, Poletti & Team, 2005), en
particulier dans les zones pauvres et défavorisées comme la région du
Sahel (Ministère de la Santé du Burkina Faso, 2015). Cette constatation
contribue à dissiper une idée fausse sur la gratuité des soins de santé, selon laquelle une contribution financière, aussi minime soit-elle, est nécessaire pour que les gens apprécient la valeur des services qu'ils reçoivent (Ridde, Queuille & Ndour, 2014).

Conformément au troisième Objectif de Développement Durable (United Nations, 2015), nos conclusions indiquent clairement la nécessité d'investir dans des politiques qui suppriment toutes les barrières financières au point d'utilisation, processus initié au Burkina Faso avec le lancement de la politique de gratuité en avril 2016⁴, consacrant la suppression de tous les paiements directs pour les soins préventifs et curatifs pour les femmes enceintes et allaitantes et les enfants de moins de cinq ans (Ministère de la Santé du Burkina, 2016). Nos résultats suggèrent que la mise en œuvre de cette politique nationale est susceptible d'entraîner une nouvelle augmentation du recours aux soins de santé en réduisant les obstacles financiers au point d'utilisation. Étant donné que les quatre districts étudiés avaient les taux d'utilisation des services d'accouchement en formation sanitaire les plus faibles du pays avant la SONU (seulement 9,2% à Djibo et Gorom et 18,7% à Dori et Sebba en janvier 2004), l'ampleur de l'effet observé pourrait être plus importante qu'attendue dans les districts en partant d'une valeur de référence plus élevée. Cette même considération sur le rôle d'un faible niveau initial d'utilisation des soins de santé (50,4%) s'applique à l'examen de l'impact du projet pilote. Cela implique que l'attente sur le gain potentiel de la politique de gratuité doit être testée dans les études futures pour confirmer si elle est capable de produire les mêmes effets que l'objet pilote de notre analyse. De plus, cette conclusion suggère que la suppression de la gratuité peut produire des gains aussi importants sur la couverture des accouchements en formation sanitaire dans d'autres pays d'Afrique subsaharienne où les taux d'accouchement par du personnel qualifié sont initialement aussi faibles que dans la région du Sahel.

<footnote n="4">4. Voir le chapitre de Ridde et al.</footnote>
De même, nos conclusions illustrent le succès relatif de l'expérience burkinabè, où la réduction et la suppression des paiements directs ont permis d'obtenir un taux d'accouchement en formation sanitaire qui était environ 35% supérieur à la moyenne de l'ASS (United Nations, 2014) et de 4% à 26% supérieur à ce qui a été observé dans six autres pays d'ASS (Burundi, Ghana, Sénégal, Niger, Kenya et Liberia) où des politiques similaires de suppression des paiements directs ont été mises en œuvre (UNICEF, 2017). La compréhension des différences dans l'effet produit par des politiques similaires de réduction et de suppression des paiements directs devrait faire l'objet de recherches futures, car les différences dans la mise en œuvre peuvent être largement responsables des différences observées dans les effets (Belaid & Ridde 2015; Witter et al. 2016). Dans le cas du Burkina Faso, il est possible que les efforts d'accompagnement pour améliorer la qualité de la prestation de services aient contribué à attirer les femmes dans les formations sanitaires (Philibert, Ridde, Bado & Fournier, 2014; Ridde et al., 2013; Ridde et al., 2011).

Le fait que le taux des accouchements en formation sanitaire se soit stabilisé trois ans et quatre ans après le début de la SONU et du projet pilote, respectivement, suggère l'existence d'autres obstacles importants en dehors des financiers. En fait, la détérioration de la qualité des soins due à une augmentation excessive de l'utilisation a été considérée comme une raison possible des effets non durables (FEMHealth, 2014; Gilson & McIntyre, 2005). Cependant, dans le cadre de notre étude, où la SONU et le projet pilote ont été mis en œuvre en même temps que des mesures d'amélioration de la qualité, ce raisonnement peut ne pas être applicable. Par conséquent, l'hypothèse émergente la plus crédible pour expliquer le plafonnement des effets est que les besoins non satisfaits en raison de contraintes financières ont été satisfaits dans ce délai, tandis que d'autres obstacles non financiers (accessibilité géographique et manque d'informations) et des facteurs individuels non observés ont continué à entraver l'accès aux soins. Cette constatation corrobore les données existantes selon lesquelles les paiements directs ne sont qu'un des nombreux obstacles à l'évaluation des soins obstétricaux (Borghi et al., 2006; De Allegri et al., 2015; Gabrysch & Campbell,
2009; Kyei-Nimakoh et al., 2017; Lagarde & Palmer, 2011; Yates, 2009). Cela implique que la mise en œuvre effective de la suppression des paiements directs ne suffit pas à elle seule à atteindre la couverture totale et souligne la nécessité de prendre d'autres mesures d'accompagnement qui abordent de manière globale les autres obstacles non financiers importants pour garantir que toutes les femmes accouchent en présence d'un-e professionnel-le qualifié-e (Borghi, Ensor, Somanathan, Lissner & Mills, 2006; FEMHealth, 2014; Witter et al., 2016).

L'augmentation immédiate de 7,64% du taux d'utilisation en formation sanitaire observée dans les districts témoins après le lancement du projet pilote semble surprenante et mérite une explication plus approfondie, d'autant plus qu'elle a minimisé la différence détectable entre les groupes d'intervention et les groupes témoins à ce moment-là. Ce résultat inattendu pourrait être dû en partie aux variations saisonnières prises en compte dans notre analyse de sensibilité, puisque le pic du taux d'accouchement en formation sanitaire a coïncidé avec les mois au cours desquels le projet pilote a été lancé (août et septembre). Elle pourrait également être partiellement attribuable à la réalité de la mise en œuvre de la SONU, car des recherches antérieures ont déjà révélé que la campagne de communication de masse pour la SONU a eu lieu seulement un an et demi après le lancement de la politique, entre mai et juillet 2008 (Ridde et al., 2011). Il est donc plausible de supposer que la campagne de communication a permis de mieux faire connaître la SONU au moment même où le projet pilote a été lancé, ce qui a entraîné une nouvelle augmentation du recours aux accouchements en formation sanitaire, même dans les formations sanitaires de contrôle à ce moment-là. Notre observation confirme l'importance de l'évaluation des résultats à la lumière des facteurs contextuels qui caractérisent la mise en œuvre d'une intervention (Belaid & Ridde, 2015).

Conclusion
En s'appuyant sur le cas du Burkina Faso et sur un solide design quasi expérimentale de l'évaluation, notre étude fournit des preuves du potentiel des politiques de réduction et de suppression du paiement des paiements directs pour produire des augmentations positives et durables de l'utilisation des soins de santé. Néanmoins, notre étude détecte également les limites de ces politiques pour ce qui est de garantir que toutes les femmes accèdent à une formation sanitaire pour leur accouchement, ce qui met en évidence l'existence d'autres obstacles importants à l'accès. Tout en reconnaissant l'étape importante franchie par le Burkina Faso en lançant la politique de gratuité en 2016, notre étude suggère clairement qu'une approche multisectorielle, abordant les obstacles au-delà des paiements directs au point d'utilisation, est nécessaire pour garantir que toutes les femmes bénéficient d'une assistance qualifiée lors de l'accouchement.

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20. L'utilisation des services de santé par les indigent-e-s du Burkina Faso

YVONNE BEAUGÉ, MANUELA DE ALLEGRI, SAMIRATOU OUÉDRAOGO, EMMANUEL BONNET, NAASEGNIBE KUUNIBE ET VALÉRY RIDDE

Introduction

Les exemptions du paiement des frais d'utilisation visent à
faciliter l'accès aux services de santé en supprimant les barrières
financières au point d'utilisation des services (Hatt et al., 2013)<fnref n="1" />.
Malgré la mise en œuvre croissante de ces exemptions, peu
d'attention scientifique est accordée aux personnes indigentes au
Burkina Faso et on ne sait pas si l'utilisation des services de santé
augmente effectivement. La plupart des preuves proviennent d'autres
pays tels que le Cambodge, le Cameroun, le Maroc et la Zambie, qui
montrent généralement une augmentation de l'utilisation des services
parmi les plus pauvres (Cottin, 2018; Flink et al., 2016; Hardeman et
al., 2004; Jacobs et al., 2007; Jacobs & Price, 2006) ou au sein d'autres
groupes de population comme les femmes enceintes et les enfants
(Nguyen et al., 2018; Ridde et al., 2013; Zombré et al., 2017). Au Burkina
Faso, seuls Atchessi et al. (2016) ont mené une étude sur l'utilisation
des services de santé par des personnes indigentes dans un district
et ont rapporté que la distribution des cartes d'exemption de frais
n'augmentait pas l'utilisation des soins de santé.

<footnote n="1">1. Ce chapitre est la traduction d'un article publié à l'origine en anglais et édité/réduit pour ce livre : Beaugé, Y., De Allegri, M., Ouédraogo, S., Bonnet, E., Kuunibe, N. & Ridde, V. (2020). Do targeted user fee exemptions reach the ultra-poor and increase their healthcare utilisation? A panel study from Burkina Faso. *International Journal of Environmental Research and Public Health*, 17(18). doi : 10.3390/ijerph17186543.</footnote>
Compte tenu de la très faible utilisation des soins de santé par les plus pauvres, le gouvernement du Burkina Faso a adopté diverses politiques pour les exempter du paiement des services de santé au niveau primaire, d'abord dans le cadre de la mise en œuvre l'initiative de Bamako, puis à d'autres occasions. La loi actuelle sur l'assurance maladie universelle, adoptée en septembre 2015, reconnaît également la responsabilité de l'État de payer intégralement les frais d'utilisation des soins de santé des indigent-e-s. Cependant, presque toutes les politiques ciblant spécifiquement les indigent-e-s ont jusqu'à présent été plutôt inefficaces, en raison d'une mise en œuvre chaotique, de processus technocratiques et d'un financement insuffisant (Ridde, 2015).

En plus des nombreuses tentatives politiques, le gouvernement burkinabè a mis en place plusieurs programmes pilotes d'exemption du paiement des frais d'utilisation à plus petite échelle dans le pays. En 2014, le Burkina Faso a testé le financement basé sur la performance (FBP) (Ridde et al., 2014; Turcotte-Tremblay et al., 2017) en combinaison avec des exemptions ciblées de frais d'utilisation (De Allegri et al., s.d.) à plus grande échelle dans huit districts sanitaires (Diébougou, Batié, Kongoussi, Kaya, Ouargaye, Tenkodogo, Gourcy et Ouahigouya)<fnref n="2" />. Un ciblage communautaire a été utilisé pour identifier jusqu'à 20% de tous et toutes les individus résidant dans les districts considéré-e-s comme étant extrêmement pauvres, donc indigent-e-s. Des comités de sélection communautaires (CSC) ont été mis en place dans tous les districts au niveau des villages pour sélectionner les pauvres. Toutes les personnes indigentes identifiées étaient censées recevoir une carte d'exemption qui prouvait leur statut d'indigent-e (tableau 1) et leur permettait d'accéder gratuitement à tous les services inclus dans l'ensemble des prestations du FBP (Beaugé et al., 2018). L'ensemble des prestations du FBP couvrait les services de soins maternels, les consultations curatives générales, les services liés au VIH, les services liés à la tuberculose et le planning familial (De Allegri et al., 2018). Les établissements de soins ont reçu une somme forfaitaire pour compenser la perte de revenus provenant de l'exemption des frais d'utilisation. Néanmoins, les éléments de

<footnote n="2">2. Voir le chapitre de Ridde et al.</footnote>
l'évaluation du processus ont montré que toutes les personnes indigentes initialement sélectionnées n'avaient pas reçu une carte d'exemption.

L'objectif de la présente étude était d'examiner les facteurs associés à la réception de cartes d'exemption de frais d'utilisation des services de santé et de comprendre quelles personnes étaient susceptibles de la recevoir. L'étude a aussi évalué si les exemptions du paiement des frais d'utilisation ciblées pour les personnes indigentes ont augmenté l'utilisation des services de santé. Sur la base d'études antérieures concernant les effets des politiques de réduction/suppression des frais d'utilisation<fnref n="3" />, l'hypothèse était que la possession de la carte entraînerait une augmentation de l'utilisation des services pour les indigent-e-s exempté-e-s.

<table><caption>**Tableau 1.** Population, nombre et pourcentage de personnes indigentes identifiées, et réception de la carte d'exemption par district.</caption><thead><tr><th>District</th><th>Population</th><th>Sélection d'indigent-e-s</th><th>Pourcentage de la population sélectionnée comme indigent-e-s (%)</th><th>Carte d'exonération mensuelle reçue par le district</th></tr></thead><tbody><tr><td>Diebougou</td><td>69,062</td><td>6034</td><td>9</td><td>Février 2016</td></tr><tr><td>Gourcy</td><td>132,280</td><td>5879</td><td>4</td><td>Juin 2016</td></tr><tr><td>Kaya</td><td>554,117</td><td>22,889</td><td>4</td><td>Novembre 2015</td></tr><tr><td>Ouargaye</td><td>277,082</td><td>16,465</td><td>6</td><td>Décembre 2015</td></tr><tr><td>Tenkodogo</td><td>216,190</td><td>18,769</td><td>9</td><td>Décembre 2015</td></tr><tr><td>Kongussi</td><td>343,434</td><td>6076</td><td>2</td><td>Novembre 2015</td></tr><tr><td>Ouahigouya</td><td>114,294</td><td>19,937</td><td>17</td><td>Juin 2016</td></tr><tr><td>Batie</td><td>39,330</td><td>6560</td><td>17</td><td>Février 2016</td></tr></tbody></table>

## Méthodes

### Conception de l'étude et population

Cette étude s'est appuyée sur des données collectées auprès de 1652 personnes indigentes. Ces personnes ont été interrogées avant et après la distribution de carte d'exemption des paiements, respectivement entre février et avril 2015 puis entre février et mars 2017. Elles résidaient dans les districts sanitaires de Diebougou, Gourcy, Kaya et Ouargaye, dans les régions du sud-ouest, du centre-

<footnote n="3">3. Voir le chapitre de Nguyen et al.</footnote>
nord, du centre-est et du nord du Burkina Faso. Toutes les personnes interrogées ont été initialement identifiées comme étant des indigentes lors d'un processus de ciblage communautaire intégré au programme FBP.

Les indigentes interrogées ont été sélectionné-e-s selon une technique d'échantillonnage aléatoire à plusieurs degrés. La première étape a consisté à sélectionner au hasard les districts de résidence de ces personnes, à savoir quatre districts parmi huit. Ces quatre districts comprenaient un total de 1 032 541 habitant-e-s, dont 51 267 personnes ont été identifiées comme indigentes. La deuxième étape a été la sélection aléatoire de communes et de villages au sein de chaque district. Les villages n'ont été inclus que s'ils contenaient un minimum de 10 personnes indigentes. Cinquante-huit villages répondaient à ce critère. La troisième étape a consisté à sélectionner des personnes indigentes âgées de 18 ans et plus, dont le nom figurait sur la liste originale des indigent-e-s qui ont été recrutées pour l'enquête de base<fnref n="4" />. Des détails supplémentaires sur les procédures d'échantillonnage sont décrits ailleurs (Ouédraogo et al., 2017; Pigeon-Gagné et al., 2017).

## Résultats

Sur les 1 652 indigent-e-s recruté-e-s pour l'enquête de base en 2015, 1 260 (76,27%) ont répondu à l'enquête finale en 2017. En effet, après la première collecte de données en 2015, 124 (32%) répondant-e-s ont été perdu-e-s lors de l'enquête de suivi en 2017, et 144 (37%) ont été physiquement absent-e-s lors de visites répétées de l'équipe d'enquête. Les répondant-e-s qui n'ont pas pu participer à l'enquête de suivi ont été exclu-e-s de l'étude : 10 (3%) souffraient d'une maladie; 5 (1%) étaient à un âge avancé; 8 (2%) étaient mentalement malades; 6 (1%) avaient un handicap auditif; 90 (23%) étaient décédé-e-s, et 5 (1%) ont refusé de répondre au questionnaire. Le nombre de

<footnote n="4">4. Voir l'article original en anglais.</footnote>
données des répondant-e-s pour l'analyse était de 1652 en 2015 et de 1260 en 2017, ce qui donnait un ensemble de données de panel non équilibré de 2912 observations.

## Caractéristiques de l'échantillon

Le tableau 2 présente les statistiques descriptives et comparatives de toutes les variables inclues dans les analyses pour 2015 et 2017. Au départ, l'âge moyen de l'échantillon était de 55,13 ans (SD = 16,96), dont 67,6% étaient des femmes. La majorité des répondant-e-s vivaient dans le district de Diébougou (33,17%), n'étaient pas alphabétisé-e-s (93,70%), n'avaient aucune d'éducation (94,79%) et indiquaient ne souffrir d'aucune forme de handicap (76,45%). Environ 60% étaient marié-e-s, 42,80% étaient chefs de famille et 75,85% vivaient dans un rayon de 5 km autour du centre de santé le plus proche. Il y avait une forte concentration géographique des répondant-e-s sélectionné-e-s autour des centres de santé primaire (CSPS) à Diébougou, Gourcy, Kaya et Ouargaye (Figure 1, 2, 3 et 4).

Au moins 75,51% des répondant-e-s ont déclaré avoir reçu (possession de la carte) la carte d'exemption de frais d'utilisation des services de santé lors de l'enquête de suivi en 2017. En comparant les fréquences rapportées de 2015 avec celles de 2017, on constate une différence significative pour les variables âge (p = 0,00), taille du ménage (p = 0,00), santé perçue (p = 0,01), déclaration de maladie (p = 0,00) et utilisation des services de santé (p = 0,05). La taille moyenne des ménages en 2015 était de 1,61 (ET = 1,58) membres, contre 2,57 (ET = 1,97) en 2017. Au total, 19,49% des répondant-e-s en 2015 ont déclaré être en bonne santé, contre 23,49% des répondant-e-s en 2017 (p = 0,01). En 2015, 70,70% des répondant-e-s ont déclaré avoir eu au moins un épisode de maladie au cours des six derniers mois, contre 62,78% des répondant-e-s en 2017 (p = 0,00). Au départ, 64,21% ont signalé une utilisation des services de santé, contre 59,92% au moment du suivi (p = 0,05).
Vers une couverture sanitaire universelle en 2030 ?

<table><caption>Tableau 2. Comparaison des caractéristiques de l'échantillon de l'étude en 2015 et 2017.</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variables</th><th colspan="2">2015<br>(N = 1652)</th><th colspan="2">2017<br>(N = 1260)</th><th rowspan="2">Chi2 et<br>t-Test</th><th colspan="2">KS-Test</th></tr><tr><th>Fréquences</th><th>%</th><th>Fréquences</th><th>%</th><th>p-value</th><th>Valeur D</th><th>p-value</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Résultat</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Signalement des maladies</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>484</td><td>29.30</td><td>469</td><td>37.22</td><td>0.00</td><td>0.08</td><td>0.00</td></tr><tr><td>Oui</td><td>1168</td><td>70.70</td><td>791</td><td>62.78</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Utilisation des services de santé</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>418</td><td>35.79</td><td>317</td><td>40.08</td><td>0.05</td><td>0.08</td><td>0.00</td></tr><tr><td>Oui</td><td>750</td><td>64.21</td><td>474</td><td>59.92</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Facteurs prédisposants</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Âge</strong></td><td>55.13<br>(moyenne)</td><td>16.96<br>(SD)</td><td>57.22<br>(moyenne)</td><td>16.95<br>(SD)</td><td>0.00<br>(test t)</td><td>0.10</td><td>0.00</td></tr><tr><td><strong>Genre</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Homme</td><td>535</td><td>32.38</td><td>403</td><td>31.98</td><td>0.82</td><td>0.00</td><td>1.00</td></tr><tr><td>Femme</td><td>1117</td><td>67.62</td><td>857</td><td>68.02</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>État civil</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Tout le reste</td><td>678</td><td>41.04</td><td>491</td><td>38.97</td><td>0.26</td><td>0.02</td><td>0.92</td></tr><tr><td>Marié</td><td>974</td><td>58.96</td><td>769</td><td>61.03</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Chef de ménage</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>945</td><td>57.20</td><td>711</td><td>56.43</td><td>0.68</td><td>0.01</td><td>1.00</td></tr><tr><td>Oui</td><td>707</td><td>42.80</td><td>549</td><td>43.57</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Taille du ménage</strong></td><td>1.61<br>(moyenne)</td><td>1.58<br>(SD)</td><td>2.47<br>(moyenne)</td><td>1.97<br>(SD)</td><td>0.00<br>(test t)</td><td>0.20</td><td>0.00</td></tr><tr><td><strong>Facteurs favorables</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Possession d'une carte d'exonération</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>1652</td><td>100.00</td><td>306</td><td>24.29</td><td>NA1</td><td>0.76</td><td>0.00</td></tr><tr><td>Oui</td><td>0</td><td>0.00</td><td>954</td><td>75.51</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Éducation</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>1566</td><td>94.79</td><td>1187</td><td>94.21</td><td>0.49</td><td>0.01</td><td>1.00</td></tr><tr><td>Oui</td><td>86</td><td>5.21</td><td>73</td><td>5.79</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Alphabétisation n de base</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>1548</td><td>93.70</td><td>1187</td><td>94.21</td><td>0.57</td><td>0.01</td><td>1.00</td></tr><tr><td>Oui</td><td>104</td><td>6.30</td><td>73</td><td>5.79</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Distance par rapport au centre de soins de santé le plus proche</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>&lt; 5 km</td><td>1253</td><td>75.85</td><td>940</td><td>74.60</td><td>0.44</td><td>0.01</td><td>1.00</td></tr><tr><td>&gt; 5 km</td><td>399</td><td>24.15</td><td>320</td><td>25.40</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Facteurs de besoin</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>État de santé</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Tout le reste</td><td>1330</td><td>80.51</td><td>964</td><td>76.51</td><td>0.01</td><td>0.04</td><td>0.20</td></tr><tr><td><strong>Handicap</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Bon</td><td>322</td><td>19.49</td><td>296</td><td>23.49</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>1263</td><td>76.45</td><td>992</td><td>78.73</td><td>0.15</td><td>0.02</td><td>0.85</td></tr><tr><td>Oui</td><td>389</td><td>23.55</td><td>268</td><td>21.27</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Variables supplémentaires</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>District de santé</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Kaya (1)</td><td>400</td><td>24.21</td><td>283</td><td>22.46</td><td>0.41</td><td>0.12</td><td>0.98</td></tr><tr><td>Ouargaye (2)</td><td>423</td><td>25.61</td><td>354</td><td>28.10</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Diebougou (3)</td><td>548</td><td>33.17</td><td>412</td><td>32.70</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Gourcy (4)</td><td>281</td><td>17.01</td><td>211</td><td>16.75</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Heure</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>2015</td><td>1652</td><td>100.00</td><td>0</td><td>0.00</td><td>NA</td><td>NA</td><td>NA</td></tr><tr><td>2017</td><td>0</td><td>0.00</td><td>1260</td><td>100.00</td><td></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

<footnote n="1">¹NA indique sans objection</footnote>
<figure><img src="image_45.png" /></figure>

**Figure 1.**
Concentration géographique des répondants-és à Diébougou.

<figure><img src="image_46.png" /></figure>

**Figure 2.**
Concentration géographique des répondants-és à Gourcy.
<figure><img src="image_47.png" /></figure>

**Figure 3.** Concentration géographique des répondants à Kaya.

<figure><img src="image_48.png" /></figure>

**Figure 4.** Concentration géographique des répondants à Ouargaye.
Analyse concernant la possession de cartes d'exemption de frais d'utilisation

Le tableau 3 présente les résultats du modèle identifiant les déterminants de la possession d'une carte d'exemption de frais d'utilisation. L'alphabétisation de base (p = 0,03), la distance inférieure à 5 km du centre de santé le plus proche (p = 0,02) et la résidence dans le district sanitaire de Diébougou (p = 0,00) et de Gourcy (p = 0,01) étaient positivement associées à la possession d'une carte.

<table><caption>Tableau 3. Modèle de régression sur la possession d'une carte d'exemption de frais d'utilisation.</caption><thead><tr><th>Variable</th><th>Coefficient de régression<br>(β)</th><th>Érreur<br>Std</th><th>P-<br>Value</th><th>[95% IC]</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5"><strong>Facteurs prédisposants</strong></td></tr><tr><td>Age</td><td>0.00</td><td>0.00</td><td>0.98</td><td>-0.01 0.01</td></tr><tr><td>Sexe</td><td>-0.19</td><td>0.19</td><td>0.31</td><td>-0.56 0.18</td></tr><tr><td>État civil</td><td>-0.07</td><td>0.17</td><td>0.69</td><td>-0.39 0.26</td></tr><tr><td>Statut dans le ménage</td><td>-0.23</td><td>0.17</td><td>0.18</td><td>-0.57 0.10</td></tr><tr><td>Taille du ménage</td><td>0.06</td><td>0.04</td><td>0.11</td><td>-0.01 0.14</td></tr><tr><td colspan="5"><strong>Facteurs favorables</strong></td></tr><tr><td>Éducation</td><td>-0.14</td><td>0.38</td><td>0.72</td><td>-0.88 0.61</td></tr><tr><td>Alphabétisation de base</td><td>-0.77</td><td>0.37</td><td>0.03</td><td>-1.49 - 0.06</td></tr><tr><td>Distance par rapport au centre de soins de santé le plus proche</td><td>-0.38</td><td>0.15</td><td>0.02</td><td>-0.68 - 0.07</td></tr><tr><td colspan="5"><strong>Facteurs de besoin</strong></td></tr><tr><td>La santé perçue</td><td>0.22</td><td>0.17</td><td>0.19</td><td>-0.11 0.56</td></tr><tr><td>Hélicap</td><td>0.04</td><td>0.18</td><td>0.81</td><td>-0.32 0.41</td></tr><tr><td>District de santé<br>(Référence Kaya)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Ouargaye</td><td>-0.09</td><td>0.18</td><td>0.59</td><td>-0.44 0.25</td></tr><tr><td>Diébougou</td><td>1.31</td><td>0.20</td><td>0.00</td><td>0.09 1.70</td></tr><tr><td>Gourcy</td><td>1.75</td><td>0.28</td><td>0.01</td><td>1.20 2.31</td></tr><tr><td>_cons</td><td>0.81</td><td>0.42</td><td>0.06</td><td>-0.02 1.65</td></tr></tbody></table>

Analyse concernant l'utilisation des services conditionnellement à la déclaration de maladie

Le tableau 4 présente les résultats du modèle à effets aléatoires prédisant l'utilisation des services de santé conditionnellement à la déclaration de maladie et la possession d'une carte d'exemption de frais d'utilisation des services de santé (modèle 2). Ces analyses ont été contrôlées sur toutes les autres variables explicatives. Aucune association n'a été trouvée entre la possession de la carte d'exemption de frais et l'utilisation des services de santé (p = 0,73). En outre, l'éducation, l'alphabétisation de base, l'état civil et la distance entre le lieu d'habitation et le centre de santé n'étaient pas non plus associés à l'utilisation des services de santé. Le fait d'être chef de ménage
(p = 0,00), d'être un homme (p = 0,04) et d'avoir une plus grande taille de ménage (p = 0,02) étaient associés positivement à l'utilisation des services de santé, tandis qu'une meilleure perception de la santé était associée négativement. En revanche, le fait d'être handicapé- e (p = 0,00) et d'être d'un âge avancé (p = 0,00) étaient associés négativement à l'utilisation des services de santé.

<table><caption>Tableau 4. Modèle de régression sur l'utilisation des services (conditionné par la déclaration de maladie).</caption><thead><tr><th>Variable</th><th>Coefficient de régression (β)</th><th>Érreur Std</th><th>p-Value</th><th colspan="2">[95% IC]</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6"><strong>Facteurs prédisposants</strong></td></tr><tr><td>Âge</td><td>-0.01</td><td>0.00</td><td>0.00</td><td>-0.02</td><td>-0.01</td></tr><tr><td>Sexe</td><td>-0.31</td><td>0.15</td><td>0.04</td><td>-0.61</td><td>-0.01</td></tr><tr><td>État civil</td><td>0.17</td><td>0.13</td><td>0.17</td><td>-0.07</td><td>0.42</td></tr><tr><td>Statut dans le ménage</td><td>0.42</td><td>0.13</td><td>0.00</td><td>0.16</td><td>0.68</td></tr><tr><td>Taille du ménage</td><td>0.08</td><td>0.03</td><td>0.02</td><td>0.01</td><td>0.14</td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Facteurs favorables</strong></td></tr><tr><td>Possession d'une carte d'exemption de frais d'utilisation</td><td>-0.07</td><td>0.20</td><td>0.73</td><td>-0.45</td><td>0.32</td></tr><tr><td>Éducation</td><td>0.45</td><td>0.35</td><td>0.20</td><td>-0.24</td><td>1.14</td></tr><tr><td>Alphabétisation de base</td><td>-0.25</td><td>0.1</td><td>0.42</td><td>-0.85</td><td>0.35</td></tr><tr><td>Distance par rapport au centre de soins de santé le plus proche</td><td>0.00</td><td>0.13</td><td>0.97</td><td>-0.25</td><td>0.26</td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Facteurs de besoin</strong></td></tr><tr><td>La santé perçue</td><td>-0.56</td><td>0.18</td><td>0.00</td><td>-0.92</td><td>-0.203</td></tr><tr><td>Handicap</td><td>-0.37</td><td>0.13</td><td>0.00</td><td>-0.63</td><td>-0.121</td></tr><tr><td colspan="6">District de santé (Référence Kaya)</td></tr><tr><td>Quargaye</td><td>0.95</td><td>0.18</td><td>0.00</td><td>0.60</td><td>1.30</td></tr><tr><td>Diébougou</td><td>0.14</td><td>0.16</td><td>0.38</td><td>-0.17</td><td>0.45</td></tr><tr><td>Gourcy</td><td>0.10</td><td>0.18</td><td>0.58</td><td>-0.25</td><td>0.45</td></tr><tr><td>Heure</td><td>-0.26</td><td>0.18</td><td>0.16</td><td>-0.62</td><td>0.10</td></tr><tr><td>_cons</td><td>1.12</td><td>0.34</td><td>0.00</td><td>0.45</td><td>1.79</td></tr><tr><td>/lns1g2u</td><td>-0.57</td><td>0.50</td><td></td><td>-1.54</td><td>0.41</td></tr><tr><td>sigma_u</td><td>0.75</td><td>0.19</td><td></td><td>0.46</td><td>1.23</td></tr><tr><td>rho</td><td>0.15</td><td>0.06</td><td></td><td>0.06</td><td>0.31</td></tr><tr><td>Test LR de rho = 0: chibar2[01]</td><td>5.93</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Prob > chibar2</td><td>0.01</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Discussion

Une constatation essentielle de cette recherche est que la majorité des indigent-e-s identifié-e-s ont reçu les cartes d'exemption. En outre, la possession de cartes d'exemption était positivement associée au fait d'avoir reçu une l'alphabétisation de base, au fait de résider à une distance inférieure à 5 km du centre de santé le plus proche et au fait de résider dans les districts sanitaires de Diébougou et de Gourcy. Contrairement à l'hypothèse initiale, les résultats indiquent que la possession des cartes d'exemption n'a pas augmenté l'utilisation des services de santé par les indigent-e-s. Le
fait d'être chef de ménage, d'être un homme, d'avoir une mauvaise
perception de la santé, d'être plus âgé-e, de ne pas souffrir d'un
handicap et d'avoir un ménage plus important étaient positivement
associés à l'utilisation des services de santé.

Les résultats semblent contredire les conclusions tirées d'études antérieures menées dans d'autres contextes qui suggéraient une augmentation substantielle de l'utilisation des services par les pauvres après l'introduction d'exemptions de frais d'utilisation (Cottin, 2018; Flores et al., 2013; Garchitorena et al., 2017; Jacobs et al., 2007; Lagarde et al., 2012; Ridde, 2015). Par exemple, Jacobs et al. (2007) ont examiné l'impact des fonds d'équité en matière de santé au Cambodge sur l'utilisation des services de santé. En utilisant des analyse de séries chronologiques interrompues d'utilisation mensuelle des services de santé entre 2006-2013, ils ont montré une augmentation de leur utilisation par les pauvres. Cependant, cette politique nationale au Cambodge s'attaque également aux obstacles non financiers et prévoit le remboursement des frais de transport des bénéficiaires vers l'établissement de santé ou des allocations alimentaires quotidiennes pour les soignant-e-s (Jacobs et al., 2007), ce qui n'a pas été le cas au Burkina Faso. Les données de plusieurs pays d'Afrique de l'Ouest sur les interventions pilotes d'exemption de frais ont généralement tiré des conclusions positives et démontré une augmentation de l'utilisation des services parmi les pauvres (Abdu et al., 2004; Flores et al., 2013; Garchitorena et al., 2017; Ridde, 2015). Une étude de Cottin réalisée en 2018 a estimé qu'un programme national d'exemption du paiement des frais avait un effet positif modeste sur l'utilisation des soins de santé par les pauvres au Maroc. Cependant, aucune de ces études sur les plus pauvres n'a utilisé un modèle de panel pour mesurer l'effet des exemptions sur l'utilisation.

Nos résultats concordent cependant avec ceux d'autres études
antérieures. Par exemple, en utilisant une méthode de contrôle
synthétique commune, Lépine et al. (2018) ont indiqué que la
suppression des frais d'utilisation en Zambie n'avait pas entraîné une
augmentation de l'utilisation des soins de santé par les personnes
indigentes. Par rapport à la superficie du Cambodge, dont les résultats
d'une étude présentée plus haut étaient contradictoires, la Zambie
est quatre fois plus grande, ce qui pourrait avoir contribué aux