Financement basé sur la performance, dépenses catastrophiques de santé et protection contre le risque financier: données probantes issues d´une évaluation quasi expérimentale en République démocratique du Congo

¹Université Gaston Berger, Laboratoire de Recherche en Économie de Saint-Louis, Saint-Louis, Sénégal

^&Auteur correspondant
Louis Tshituka, Université Gaston Berger, Laboratoire de Recherche en Économie de Saint-Louis, Saint-Louis, Sénégal

Introduction    

Protection financière, dépenses catastrophiques et couverture sanitaire universelle

La protection contre le risque financier constitue, avec l'accès effectif à des services de santé essentiels et de qualité, l'une des dimensions fondamentales de la couverture sanitaire universelle (CSU). Lorsque le financement des soins repose fortement sur les paiements directs au point de service, un épisode de maladie peut imposer aux ménages un arbitrage entre recours aux soins et préservation de leurs ressources courantes. Les conséquences ne se limitent pas au montant payé: elles peuvent se traduire par des dépenses excédant les moyens financiers habituels, par l'endettement, la vente d'actifs, le recours à l'aide de proches ou, en amont, par le renoncement aux soins. La protection financière doit dès lors être appréhendée comme une composante intrinsèque de la performance d'un système de santé et non comme un résultat périphérique de l'utilisation des services.

Cette perspective est particulièrement importante dans les pays à revenu faible et intermédiaire, où une amélioration de l'offre ou de l'utilisation des services peut coexister avec une exposition persistante des ménages au risque financier. Les travaux sur l'analyse coût-efficacité étendue ont précisément montré l'intérêt d'évaluer conjointement les gains de santé, la protection contre le risque financier et leur distribution entre groupes socioéconomiques [1,2]. Appliqué aux réformes de financement, ce cadre conduit à dépasser la seule question de savoir si davantage de services sont produits ou utilisés: il invite aussi à examiner qui supporte le coût des soins, si ce coût diminue et si les bénéfices financiers éventuels sont équitablement répartis.

Financement basé sur la performance: mécanismes, mise en œuvre et enjeux systémiques

Le financement basé sur la performance (FBP) constitue l'une des réformes de financement de l'offre les plus largement expérimentées dans plusieurs pays africains au cours des deux dernières décennies. Son principe consiste à lier une partie des ressources versées aux prestataires à la quantité de services produits et à leur qualité vérifiée, généralement dans un environnement associant contractualisation, vérification, autonomie de gestion et dispositifs de supervision. Meessen et al. [3] ont proposé d'interpréter cette approche au-delà du seul paiement d'une prime: le FBP peut modifier les relations entre acheteurs, prestataires et usagers et, plus largement, certaines règles de fonctionnement du système de santé. Cette lecture systémique est également développée dans les cadres de suivi du FBP [4]. Dans cette perspective, il peut être rapproché des principes de l'achat stratégique, dans lesquels les modalités de paiement sont utilisées pour orienter les ressources vers des services prioritaires, améliorer la qualité et renforcer la redevabilité [5].

Cependant, la chaîne causale reliant FBP, performance des prestataires et résultats pour les ménages n'est ni automatique ni uniforme. Les travaux de Ridde et de ses collaborateurs, de Turcotte-Tremblay et de Bodson ont montré que les effets observés dépendent fortement des conditions concrètes de mise en œuvre: régularité des paiements, fonctionnement de la vérification, compréhension des règles, capacités locales, adaptation des acteurs et articulation avec les autres composantes du système de santé [6-8]. Ces travaux sont particulièrement utiles pour interpréter les résultats du FBP sans réduire l'intervention à une relation mécanique entre incitation monétaire et performance. Ils montrent également que des mécanismes explicitement conçus pour l'équité peuvent produire des effets variables lorsque leur mise en œuvre diffère entre contextes et entre formations sanitaires.

La littérature a également soulevé des questions d'efficience, d'appropriation institutionnelle et de pérennité. Paul et al. [9] soulignent notamment que le FBP ne peut être évalué indépendamment de l'architecture générale du système de santé, des capacités administratives et des autres modalités de financement. Cette lecture est importante pour la CSU: une réforme de paiement des prestataires peut améliorer certains comportements ou certains services sans nécessairement constituer, à elle seule, un mécanisme de mutualisation du risque financier. L'enjeu analytique devient alors de déterminer dans quelles conditions le FBP peut contribuer à réduire les coûts supportés directement par les patients et dans quelle mesure ces gains se traduisent en protection financière au niveau du ménage.

Du financement de l'offre à la protection financière: une relation empirique incertaine

Sur le plan théorique, plusieurs mécanismes peuvent relier le FBP à la protection financière. Premièrement, des ressources additionnelles et plus prévisibles peuvent permettre aux formations sanitaires d'améliorer la disponibilité des médicaments, des consommables et des services, réduisant ainsi certains achats externes supportés par les patients. Deuxièmement, lorsque les règles du programme incluent des incitations à la qualité, des bonus d'équité ou des dispositions visant les personnes vulnérables, le FBP peut modifier le prix effectif de certains services ou la manière dont les coûts sont répartis. Troisièmement, une meilleure organisation des soins peut réduire certains coûts associés au parcours de soins. Ces mécanismes suggèrent une chaîne potentielle allant du mode de paiement des prestataires vers l'offre et la qualité, puis vers l'utilisation, les paiements directs et, finalement, la protection financière des ménages.

Cette chaîne comporte toutefois plusieurs points de rupture possibles. Les ressources du FBP peuvent être insuffisantes pour remplacer les recettes tirées des usagers; les établissements peuvent maintenir des frais afin de couvrir leurs coûts; les incitations peuvent porter principalement sur des services ciblés sans modifier l'ensemble des dépenses de santé du ménage; enfin, une augmentation de l'utilisation peut accroître l'exposition aux paiements directs si les services restent payants. Les effets sur les paiements directs et les dépenses catastrophiques sont donc empiriquement ambigus. La littérature sur la mise en œuvre du FBP invite précisément à examiner ces résultats comme le produit d'une intervention complexe, dont les effets peuvent varier selon les services et les contextes [6-8]. Cette ambiguïté justifie d'analyser séparément la protection financière globale et les dépenses directement associées à des épisodes ou services particuliers.

Les évaluations expérimentales et quasi expérimentales menées dans d'autres contextes confirment cette hétérogénéité. Au Rwanda, Basinga et al. [10] ont montré des effets favorables du paiement à la performance sur certains services maternels et infantiles. Au Burundi, Bonfrer et al. [11] ont également rapporté des améliorations de l'utilisation et de la qualité pour plusieurs services, tandis que les résultats relatifs aux coûts supportés par les ménages étaient moins uniformes. Au Cameroun, de Walque et al. [12] ont montré que des ressources additionnelles versées aux formations sanitaires pouvaient produire une part importante des gains observés, soulignant la nécessité de distinguer l'effet des ressources de celui de la conditionnalité. La revue Cochrane de Diaconu et al. [13] conclut plus largement à des effets variables selon les outcomes et les contextes. Ces résultats justifient une lecture prudente du FBP: l'effet sur la protection financière ne peut être inféré mécaniquement à partir d'un effet sur l'utilisation ou la qualité.

Contexte de la RDC, lacune empirique et contribution de l'étude

En République démocratique du Congo (RDC), cette question revêt une importance particulière. Selon la Global Health Expenditure Database de l'Organisation mondiale de la Santé, les paiements directs des ménages représentaient 39,1% des dépenses courantes de santé en 2021 [14]. Dans un système où les formations sanitaires dépendent encore largement des recettes provenant des usagers, la progression vers la couverture sanitaire universelle suppose simultanément d'améliorer l'offre, la qualité et la protection financière. Le Projet de Développement du Système de Santé (PDSS) a constitué l'une des principales expériences de déploiement du FBP à grande échelle dans le pays.

Dans le cadre de l'évaluation du PDSS, le dispositif expérimental ne comparait pas le FBP à une absence de financement. Les zones de comparaison recevaient des transferts financiers non conditionnels d'un montant moyen comparable à celui des zones FBP, tandis que, dans les zones FBP, les paiements dépendaient de la quantité de services vérifiée, de leur qualité et de mécanismes spécifiques de vérification et d'équité. Cette architecture permet ainsi de distinguer l'effet différentiel des mécanismes de conditionnalité, de vérification et de gestion propres au FBP de celui résultant du seul apport de ressources financières additionnelles [15,16].

La protection financière constitue cependant une dimension distincte de cette performance. Une amélioration de l'utilisation ou de la qualité ne permet pas, à elle seule, de conclure que les ménages sont mieux protégés contre les conséquences financières de la maladie. Le présent chapitre exploite donc l'évaluation du PDSS en recentrant l'analyse sur trois niveaux complémentaires: les dépenses de santé catastrophiques déclarées et les mécanismes de financement de détresse au niveau du ménage; les paiements directs associés aux épisodes de maladie de l'enfant et de la femme, pour lesquels une comparaison temporelle est possible; et les dépenses liées à la première consultation prénatale et à l'accouchement, disponibles de manière comparable à l'enquête finale. Cette distinction permet de séparer explicitement les estimations en différence-en-différences des associations transversales observées en fin de programme et d'éviter d'attribuer au FBP des différences qui pourraient provenir de modules de questionnaire non comparables entre les deux vagues.

L'objectif principal de l'étude est ainsi d'évaluer dans quelle mesure l'exposition au FBP a été associée à une évolution plus favorable de la protection financière des ménages en RDC entre 2015-2016 et 2021-2022. Plus spécifiquement, l'étude examine: (i) l'évolution différentielle des dépenses de santé catastrophiques déclarées, définies à partir du fait d'avoir rapporté au cours des 12 derniers mois des dépenses de santé excédant les moyens financiers acquis par les revenus habituels du ménage, et des mécanismes de financement de détresse; (ii) l'évolution différentielle des paiements directs associés aux épisodes de maladie de l'enfant et de la femme; (iii) à l'enquête finale, les différences de paiements directs pour la première consultation prénatale et l'accouchement, y compris leur décomposition par catégorie de dépense; et (iv) l'existence éventuelle d'une hétérogénéité de ces associations selon le niveau de richesse. En articulant protection financière globale, dépenses par épisode de soins et distribution socioéconomique, ce chapitre vise à préciser la contribution potentielle du FBP à l'achat stratégique et à la progression vers la CSU en RDC.

Méthodes     

Conception de l'étude, cadre d'évaluation et sources de données

Cette étude constitue une analyse secondaire de l'évaluation d'impact du Projet de Développement du Système de Santé (PDSS) en République démocratique du Congo. Elle repose sur deux enquêtes transversales répétées réalisées avant et après le déploiement du financement basé sur la performance (FBP), en 2015-2016 et 2021-2022, dans 58 zones de santé, dont 30 exposées au FBP et 28 zones de comparaison. L'unité d'exposition est donc la zone de santé, tandis que les unités d'observation varient selon le résultat étudié: ménage, femme ou enfant. Les ménages interrogés à l'enquête finale ne sont pas nécessairement les mêmes que ceux observés à la situation de référence; les estimations portent par conséquent sur des changements moyens entre populations comparables de zones, et non sur des changements intra-ménage.

L'audit préalable des questionnaires, des libellés, des périodes de rappel et des modalités des variables a déterminé la stratégie analytique. Deux scénarios ont été distingués. Le premier exploite les résultats définis de manière comparable aux deux vagues et repose sur une approche en différence-en-différences (DID): dépenses de santé catastrophiques déclarées et financement de détresse au niveau du ménage; paiements directs associés à la maladie de l'enfant, avec une période de rappel de deux semaines aux deux vagues; et paiements directs associés à la maladie de la femme, avec une période de rappel de quatre semaines aux deux vagues. Le second scénario concerne la première consultation prénatale (CPN) et l'accouchement. Les modules correspondants n'étant pas disponibles sous une forme suffisamment comparable à la baseline, ces résultats sont analysés uniquement à l'endline. Cette séparation, définie avant l'interprétation des résultats, évite d'imposer artificiellement un DID à des mesures non harmonisées.

Le dispositif évalué ne comparait pas le FBP à une absence de financement. Les 58 zones de santé de l'évaluation finale étaient réparties dans six provinces (Kwango, Kwilu, Mai-Ndombe, Haut-Katanga, Haut-Lomami et Lualaba); 30 zones ont été assignées au FBP par tirage public randomisé, avec blocage par province, et 28 aux transferts non conditionnels. Dans les zones témoins, les formations sanitaires recevaient des transferts trimestriels d'un montant moyen comparable à celui des formations FBP de la même province, ajusté sur la population et la classification d'équité. Le programme a démarré au quatrième trimestre 2016 au Kwango, Kwilu et Mai-Ndombe, puis au troisième trimestre 2017 au Haut-Katanga, Haut-Lomami et Lualaba [15,16]. Cette architecture permet d'interpréter l'estimation comme l'effet différentiel des mécanismes de conditionnalité, de vérification et de gestion associés au FBP par rapport à un financement additionnel non conditionnel de niveau comparable.

Les contrats FBP rémunéraient prospectivement des services prioritaires, principalement de santé reproductive, maternelle et infantile, en combinant quantité vérifiée et qualité. Les formations ayant un score de qualité inférieur à 50% ne recevaient pas de bonus de qualité; le bonus maximal représentait 25% du paiement de quantité dans les centres de santé et 40% dans les hôpitaux. Les paiements étaient modulés par un ajustement d'équité allant de 1,0 à 1,8. Le programme prévoyait aussi un ciblage communautaire des indigents: jusqu'à 5% des ménages d'une aire de santé pouvaient être identifiés pour bénéficier de services gratuits. Les ressources reçues représentaient environ 1,6 USD par habitant et par an et s'ajoutaient aux autres sources de financement. Au maximum 50% des recettes trimestrielles pouvaient être consacrées aux primes individuelles; le solde devait suivre un plan d'affaires trimestriel et, à partir de 2020, au moins 20% des paiements devaient être consacrés aux médicaments et consommables. Ces règles, associées à la vérification, à la contre-vérification et à la supervision, rendent plausible un effet sur les tarifs, la disponibilité des intrants et les dépenses supportées par les patients [15,16].

Populations analytiques, éligibilité aux modules et unités d'analyse

L'analyse des dépenses de santé catastrophiques déclarées et du financement de détresse comprenait 11 390 observations ménage issues des deux vagues et réparties dans les 58 zones de santé. L'échantillon ménage de l'endline comprenait 8 510 observations. Les analyses des paiements directs liés à un épisode de maladie étaient conditionnelles à l'éligibilité au module concerné: elles ne représentent donc pas la dépense moyenne de l'ensemble des enfants ou des femmes, mais la dépense observée parmi les personnes pour lesquelles l'épisode et le module de coûts étaient pertinents. Les modèles principaux comprenaient 948 observations pour la maladie de l'enfant et 995 pour la maladie de la femme. Les analyses endline comprenaient 3 838 observations pour la première CPN et 3 773 pour l'accouchement. Le flux analytique détaillé est présenté en annexe. Sur 11 400 observations ménage disponibles dans les 58 zones (2 890 baseline et 8 510 endline), 11 390 entraient dans le modèle principal. Pour l'enfant, 134 observations baseline et 858 endline comportaient un OOP total; 101 et 847, respectivement, disposaient aussi de toutes les covariables du modèle, soit N=948. Pour la maladie de la femme, les 246 observations baseline et 749 endline avec OOP total étaient complètes pour les covariables, soit N=995. Les modules CPN et accouchement comptaient respectivement 3 838 et 3 773 observations complètes à l'endline. Voir Tableau supplémentaire S1 pour le flux des échantillons analytiques par domaine et vague.

Un tableau d'équilibre baseline propre aux échantillons de ce chapitre a été reconstruit avec les variables financières et socioéconomiques pertinentes. Les différences entre bras sont estimées en contrôlant les blocs provinciaux de randomisation et avec des erreurs standards clusterisées au niveau de la zone. La plupart des caractéristiques sont équilibrées; le financement de détresse élargi présente une différence limite (p≈0,049) et l'indicateur strict une différence au seuil exploratoire de 10% (p≈0,059), ce qui renforce l'intérêt d'une estimation DID plutôt qu'une lecture des écarts bruts de baseline. Les résultats détaillés de l'équilibre à la baseline sont présentés dans le Tableau supplémentaire S2.

Un audit de qualité des variables monétaires a précédé toute estimation. Pour chaque domaine, quatre éléments ont été vérifiés: atteinte du module de dépenses, disponibilité du montant total déclaré, complétude des composantes et concordance arithmétique entre le total et la somme des composantes lorsque les deux étaient observables. À l'endline, la concordance était de 100% parmi les observations comparables pour la maladie de l'enfant, la maladie de la femme, la première CPN et l'accouchement. À la baseline, elle était moins parfaite pour les modules de maladie de l'enfant et de la femme. Cette différence de qualité de mesure justifie de privilégier le total harmonisé comme résultat monétaire principal et de considérer la décomposition par composante avec davantage de prudence dans les analyses longitudinales.

Définition et construction des variables de résultat

Selon la définition retenue pour le suivi mondial de l'ODD 3.8.2 par l'OMS et la Banque mondiale, les dépenses de santé catastrophiques correspondent à des paiements directs de santé dépassant une proportion prédéfinie du budget total du ménage, mesuré par sa consommation ou son revenu; les seuils de 10% et 25% sont utilisés pour le suivi international [17]. Formellement, cette mesure peut s'écrire CHE_i = 1(OOP_i/R_i > z), où OOP_i représente les paiements directs de santé, R_i les ressources du ménage et z le seuil retenu. Les questionnaires de l'évaluation du PDSS ne permettent toutefois pas de reconstruire de façon strictement comparable cette mesure conventionnelle aux deux vagues. Aux deux vagues, le ménage répondait à la question: « Au cours des 12 derniers mois, avez-vous eu des dépenses de santé excédant les moyens financiers acquis par vos revenus habituels? ». Nous construisons donc un indicateur binaire de dépenses de santé catastrophiques déclarées, prenant la valeur 1 lorsque la réponse est affirmative et 0 lorsqu'elle est négative. Cet indicateur renseigne une expérience déclarée de charge financière dépassant les ressources ordinaires du ménage, mais ne doit pas être interprété comme l'indicateur ODD 3.8.2 calculé aux seuils de 10% ou 25%.

Le financement de détresse complète cet indicateur en documentant les stratégies mobilisées lorsque les ressources courantes ne suffisent pas à financer les soins. Un indicateur strict identifie le recours à la vente d'actifs ou à l'emprunt; une définition élargie ajoute le recours aux dons. La vente d'actifs, l'emprunt et les dons ont également été analysés séparément. Cette approche permet de distinguer la perception d'une charge financière excédant les ressources habituelles de ses mécanismes possibles de financement et d'éviter de réduire la protection financière à un seul indicateur. L'indicateur strict est codé Distress_strict,i = 1(Vente_actifs_i = 1 OU Emprunt_i = 1), tandis que l'indicateur élargi est codé Distress_élargi,i = 1(Vente_actifs_i = 1 OU Emprunt_i = 1 OU Dons_i = 1). Chaque indicateur vaut ainsi 1 dès lors qu'au moins un des mécanismes constitutifs est déclaré et 0 lorsqu'aucun ne l'est.

Les paiements directs (out-of-pocket payments, OOP) ont été reconstruits à partir des postes de dépenses renseignés dans les questionnaires. Pour la maladie de l'enfant et la maladie de la femme, les composantes harmonisées comprennent les frais de consultation, de laboratoire/radiographie et chirurgie, les autres paiements, le transport et les médicaments. Pour la première CPN, les mêmes grandes catégories sont disponibles. Pour l'accouchement, le module distingue en outre les repas, le matériel, le séjour et l'accompagnement par un tiers. Le montant total déclaré a été conservé comme résultat monétaire principal; la décomposition par composante vise à explorer les mécanismes susceptibles de contribuer à une différence du total. Les composantes sont donc considérées comme des résultats secondaires, et leur interprétation tient compte de la multiplicité des tests.

Exposition au FBP, période et covariables

L'exposition principale est le statut FBP de la zone de santé. Dans les analyses longitudinales, Post_t prend la valeur 0 à la baseline et 1 à l'endline; le terme FBP_z x Post_t représente l'exposition différentielle au programme après son déploiement. Les modèles ajustés incluent des caractéristiques observées définies de façon comparable dans la population concernée, notamment le quintile de richesse, la taille du ménage, le nombre d'enfants de moins de cinq ans, le milieu de résidence, l'assurance maladie et, selon l'analyse, les caractéristiques de la femme ou de l'enfant. Les covariables ont été retenues comme facteurs de confusion potentiels ou déterminants des dépenses et non sur la base de leur significativité statistique dans les modèles.

Pour assurer la cohérence de l'exposition entre les deux vagues, un crosswalk de zone de santé a été construit à partir du fichier endline anonymisé, dans lequel le statut FBP est explicitement renseigné. Le programme analytique vérifie qu'un seul statut est associé à chaque zone puis fusionne ce crosswalk aux données baseline par identifiant de zone. Le crosswalk final contient exactement 58 zones, dont 30 FBP et 28 témoins, et reproduit la répartition provinciale de l'évaluation officielle. Cette procédure rattache chaque observation baseline à l'assignation de sa zone plutôt que d'inférer l'exposition à partir de caractéristiques individuelles. La répartition par province est fournie en annexe. Voir Tableau supplémentaire S3 pour la répartition des 58 zones de santé selon la province et le bras d'étude.

Stratégie économétrique

Les variables monétaires ont été analysées dans l'unité monétaire native des questionnaires (franc congolais), sans conversion en dollars. Les modèles en niveau entre vagues sont considérés comme des analyses de sensibilité, car les montants nominaux de 2015-2016 et de 2021-2022 ne sont pas interprétés comme des variations réelles. La spécification monétaire principale repose sur ln(1+OOP). Dans une DID logarithmique, un facteur de prix national commun à tous les ménages d'une même vague est absorbé par l'effet de période et ne modifie pas le coefficient FBPxPost; cette interprétation suppose toutefois l'absence de choc de prix des soins systématiquement différent entre les deux bras au sein d'une même période. Pour la CPN et l'accouchement, analysés uniquement à l'endline, les comparaisons PBF/non-FBP sont contemporaines. Pour les résultats comparables entre 2015-2016 et 2021-2022, l'estimation principale repose sur une différence-en-différences appliquée aux coupes transversales répétées.

La spécification générale peut s'écrire: Y_izt = α_z + λ_t + β(FBP_z x Post_t) + γ'X_izt + ε_izt. Où Y_izt désigne le résultat de l'unité i située dans la zone de santé z à la période t; α_z représente les effets fixes de zone de santé, qui absorbent les caractéristiques observées et non observées de la zone invariantes dans le temps; λ_t représente l'effet commun de période; X_izt est le vecteur des covariables individuelles ou ménages; et ε_izt le terme d'erreur. Le paramètre d'intérêt β mesure la différence entre la variation moyenne observée dans les zones FBP et celle observée dans les zones de comparaison. Avec des effets fixes de zone, le terme principal FBP_z, invariant dans le temps, est absorbé par α_z et n'est donc pas identifié séparément. Les erreurs standards sont clusterisées au niveau de la zone de santé afin de tenir compte de la corrélation intra-zone.

Pour les résultats binaires de protection financière, le coefficient DID est présenté comme une différence de probabilités en points de pourcentage dans une spécification linéaire. Pour les dépenses monétaires, fortement asymétriques et comportant des zéros et des valeurs extrêmes, plusieurs échelles ont été estimées: niveau monétaire, ln(1+OOP), sinus hyperbolique inverse (IHS), ln(1+OOP) après trimming aux 1^er et 99^e percentiles et après winsorisation aux mêmes percentiles. La transformation ln(1+OOP) est retenue comme spécification synthétique principale parce qu'elle conserve les observations nulles et réduit l'influence de la queue droite. Son coefficient n'est toutefois pas interprété mécaniquement comme un pourcentage exact. Lorsque cela facilite la lecture, 100 [exp(β)-1] est rapporté comme approximation de la différence relative, en reconnaissant que l'ajout de 1 et la présence de zéros empêchent une interprétation strictement équivalente à celle d'un modèle log-linéaire appliqué à des dépenses strictement positives. La robustesse substantielle est donc appréciée par la cohérence du signe, de l'ordre de grandeur et de l'inférence entre les différentes transformations.

Pour la première CPN et l'accouchement, l'absence d'une mesure baseline directement comparable exclut une interprétation DID. Les associations à l'endline sont estimées selon la spécification: g(OOP_iz) = α + β FBP_z + γ'X_iz + δ_p + ε_iz. Où g(.) désigne l'échelle retenue pour la dépense, X_iz les covariables et δ_p les effets fixes de province. Les erreurs standards sont clusterisées au niveau de la zone de santé. Ici, β mesure une différence ajustée entre personnes résidant dans des zones FBP et non-FBP à l'endline; il est interprété comme une association conditionnelle et non comme un effet causal identifié par variation temporelle. Cette distinction est maintenue dans les tableaux, les résultats et la discussion.

Équité, analyses de sensibilité et multiplicité

L'hétérogénéité socioéconomique a été explorée en introduisant des termes d'interaction entre le statut FBP et les quintiles de richesse dans les modèles appropriés. L'interprétation repose prioritairement sur le test global de l'ensemble des termes d'interaction plutôt que sur la significativité isolée d'un quintile. Un seuil bilatéral de 5% a été retenu pour les analyses confirmatoires; les résultats compris entre 5% et 10% sont qualifiés d'exploratoires et ne sont pas présentés comme des preuves d'hétérogénéité. Les analyses de sensibilité des OOP ont comparé niveau, ln(1+OOP), IHS, trimming, winsorisation et, lorsque les poids étaient disponibles et harmonisables, une spécification pondérée. Pour les nombreuses composantes de dépenses de CPN et d'accouchement, les valeurs de p ont été ajustées séparément par domaine selon les procédures de Bonferroni et de Benjamini-Hochberg. Les coefficients non corrigés peuvent être présentés pour documenter un mécanisme plausible - notamment les frais de consultation et de séjour à l'accouchement - mais ils sont explicitement considérés comme secondaires lorsque leur significativité ne persiste pas après correction.

Hypothèses d'identification, interprétation causale et limites analytiques

L'interprétation du paramètre DID repose sur l'hypothèse qu'en l'absence du FBP, l'évolution moyenne des résultats aurait été comparable entre zones d'intervention et de comparaison, conditionnellement aux effets fixes et aux covariables incluses. Avec une seule mesure pré-intervention, cette hypothèse de tendances parallèles ne peut pas être testée empiriquement sur les trajectoires antérieures. Les estimations DID sont donc interprétées comme des évolutions différentielles associées au FBP dans le cadre de l'évaluation, avec une prudence particulière quant à l'attribution causale. Cette réserve est distincte des analyses CPN et accouchement, qui sont explicitement transversales et ne bénéficient pas de l'identification DID. Enfin, les analyses de dépenses liées aux épisodes de maladie sont conditionnelles à l'occurrence et à l'observation de l'épisode pertinent; elles renseignent les dépenses parmi les personnes exposées au besoin de soins plutôt que le risque financier moyen de l'ensemble de la population.

Considérations éthiques et reproductibilité

La présente étude utilise des données secondaires anonymisées issues de l'évaluation d'impact du PDSS. Chaque vague de l'évaluation initiale a reçu l'autorisation du Comité National d'Éthique de la Santé de la RDC; l'enquête finale a également été examinée et approuvée par la commission d'éthique suisse EKNZ. L'évaluation est enregistrée au registre des essais randomisés de l'American Economic Association sous le numéro AEARCTR-0002880 [15]. Les analyses ont été réalisées avec Stata/SE 18 [18] à l'aide d'un pipeline autonome reconstruisant les bases analytiques à partir des fichiers sources. Les données publiques de baseline sont référencées COD_2015_HRBFIE-HBL_v01_M (DOI: 10.48529/zfpy-7f87) et celles de l'endline COD_2021-2022_HRBFIE-HHFU_v01_M dans la World Bank Microdata Library. Le do-file final de réplication est destiné à être fourni en matériel supplémentaire avec la version soumise à la revue.

Résultats     

Évolution des dépenses de santé catastrophiques déclarées et du financement de détresse

La prévalence brute des dépenses de santé catastrophiques déclarées a augmenté entre les deux vagues dans les zones FBP comme dans les zones de comparaison. Elle est passée de 22,7% à 36,6% dans les zones non-FBP et de 19,2% à 34,3% dans les zones FBP. Cette progression dans les deux groupes souligne l'importance de fonder l'interprétation sur l'évolution différentielle plutôt que sur les seuls niveaux observés à l'endline.

Dans la spécification DID ajustée avec effets fixes de zone de santé, l'évolution différentielle était faible et non statistiquement significative (βDID = 0,018; ET = 0,057; IC95% [-0,094; 0,130]; p = 0,753). Le modèle brut (βDID = 0,012) et la spécification pondérée (βDID = -0,017) conduisaient à la même conclusion. Les données ne mettent donc pas en évidence une évolution plus favorable des dépenses de santé catastrophiques déclarées dans les zones FBP entre 2015-2016 et 2021-2022. Les analyses du financement de détresse aboutissaient à une conclusion concordante. Aucun DID n'était statistiquement significatif pour l'indicateur strict combinant vente d'actifs et emprunt (βDID = 0,027), pour l'indicateur élargi incluant les dons (βDID = 0,031), ni pour la vente d'actifs (βDID = 0,037), l'emprunt destiné aux soins (βDID = -0,016) ou les dons (βDID = -0,011) considérés séparément (Tableau 1).

Paiements directs liés à la maladie de l'enfant

Pour les épisodes de maladie de l'enfant, 948 observations contribuaient au modèle principal. Le DID estimé sur ln(1+OOP) était négatif mais non statistiquement significatif (βDID = -0,247; ET = 0,515; IC95% [-1,256; 0,762]; p = 0,633). Les estimations en niveau, par transformation IHS, après trimming et après winsorisation conduisaient toutes à la même conclusion. La décomposition ne mettait pas en évidence de DID significatif pour la consultation, le laboratoire/radiographie et chirurgie, les autres paiements ou le transport. Une diminution des dépenses de médicaments apparaissait au seuil exploratoire de 10% (environ -4 730 unités monétaires), mais ce signal isolé parmi plusieurs comparaisons n'est pas interprété comme confirmatoire.

Paiements directs liés à la maladie de la femme

Pour la maladie de la femme, 995 observations étaient incluses. Le DID de ln(1+OOP) était de -0,304 (ET = 0,583; p = 0,604). Les modèles au niveau IHS, après trimming et après winsorisation, demeuraient non significatifs. La spécification pondérée produisait un coefficient de signe opposé, lui aussi non significatif. Aucune des composantes - consultation, laboratoire/radiographie et chirurgie, autres paiements, transport ou médicaments - ne présentait d'évolution différentielle statistiquement significative.

Analyses transversales de protection financière à l'endline

À l'endline, 8 510 ménages disposaient des informations nécessaires. Après ajustement, le statut FBP n'était pas associé aux dépenses de santé catastrophiques déclarées (β = -0,034; ET = 0,048; p = 0,481), ni au financement de détresse strict (β = -0,031; ET = 0,033; p = 0,351). Ces résultats transversaux sont cohérents avec les estimations DID, sans constituer une estimation causale supplémentaire. Les distributions par quintile de richesse ne faisaient pas apparaître de gradient simple indiquant un avantage systématiquement concentré parmi les ménages les plus pauvres. L'hétérogénéité est examinée séparément à partir des tests d'interaction.

Paiements directs pour la première consultation prénatale à l'endline

Pour la première CPN, 3 838 femmes contribuaient au modèle principal. Sur ln(1+OOP), les dépenses étaient significativement plus faibles dans les zones FBP (β = -0,388; ET = 0,174; IC95% [-0,729; -0,047]; p = 0,030), soit une différence relative approximative de -32% selon 100[exp(β)-1]. Cette traduction reste approximative compte tenu de ln(1+OOP). Le résultat demeurait de même direction et significatif avec l'IHS, après trimming, après winsorisation et dans la spécification pondérée. Aucune composante individuelle de la première CPN ne restait statistiquement significative après correction de Bonferroni ou de Benjamini-Hochberg. Le résultat est donc interprété prioritairement comme une différence du montant total payé.

Paiements directs pour l'accouchement à l'endline

Pour l'accouchement, 3 773 femmes étaient incluses. Le coefficient sur ln(1+OOP) était de -0,287 (ET = 0,126; p = 0,026), soit une différence relative approximative de -25%. L'association restait négative et significative avec l'IHS, après trimming, après winsorisation et dans la spécification pondérée. En niveau, la différence était d'environ -3 300 unités monétaires et n'atteignait que le seuil exploratoire de 10%. La décomposition apporte un éclairage complémentaire. Avant correction pour multiplicité, les frais de consultation étaient inférieurs d'environ 2 318 unités monétaires dans les zones FBP (p = 0,035) et les frais de séjour d'environ 1 062 unités (p = 0,020). Ces postes constituent des mécanismes plausibles compatibles avec la diminution du total. Toutefois, aucune de ces associations ne demeurait significative après correction de Bonferroni ou de Benjamini-Hochberg; elles sont donc présentées comme résultats secondaires exploratoires (Tableau 2).

Hétérogénéité selon le niveau de richesse et robustesse d'ensemble

Les tests globaux d'interaction FBP x quintile n'étaient pas significatifs à 5% pour la maladie de l'enfant (p = 0,653), la maladie de la femme (p = 0,119), la première CPN (p = 0,074) ou l'accouchement (p = 0,354). Le signal CPN demeure exploratoire et ne permet pas de conclure à un effet pro-pauvre. Dans l'ensemble, les analyses ne montrent pas d'amélioration différentielle des dépenses catastrophiques déclarées, du financement de détresse ou des OOP de maladie, mais mettent en évidence à l'endline des dépenses totales de CPN et d'accouchement plus faibles dans les zones FBP, robustes aux principales sensibilités et interprétées comme des associations transversales ajustées.

Discussion     

Principaux résultats et portée de l'étude

Cette étude apporte une lecture plus nuancée de la relation entre le financement basé sur la performance et la protection financière des ménages en RDC. Trois résultats principaux se dégagent. Premièrement, entre 2015-2016 et 2021-2022, aucune évolution différentielle statistiquement détectable n'est observée pour les dépenses de santé catastrophiques déclarées ou les différents indicateurs de financement de la détresse. Deuxièmement, les paiements directs associés aux épisodes de maladie de l'enfant et de la femme ne présentent pas davantage de réduction différentielle robuste dans les zones FBP. Troisièmement, à l'enquête finale, les dépenses totales liées à la première CPN et à l'accouchement sont significativement plus faibles dans les zones FBP, avec des différences relatives approximatives de 32% et 25% dans les modèles ln(1+OOP). Ces derniers résultats sont cohérents entre plusieurs spécifications, mais demeurent des associations transversales ajustées et ne doivent pas être assimilés aux effets DID estimés pour les résultats comparables dans le temps.

Cette configuration est scientifiquement importante parce qu'elle dissocie deux niveaux de protection financière. Le premier est celui du ménage, appréhendé par le dépassement déclaré des moyens financiers habituels et par le recours à des stratégies de financement de détresse. Le second est celui du coût directement supporté lors d'un épisode ou d'un service donné. Le FBP peut théoriquement agir sur le second sans produire un effet suffisamment important sur le premier, qui résulte de l'ensemble des besoins de soins, des ressources du ménage et des dépenses accumulées. L'absence de DID significatif ne constitue donc ni la preuve d'une absence absolue d'effet du programme ni la confirmation d'un effet protecteur: elle indique que, dans les données et avec les mesures disponibles, aucune amélioration différentielle suffisamment précise de la protection financière globale n'est mise en évidence.

Mise en perspective avec l'évaluation du FBP/PDSS en RDC

Ces résultats complètent les travaux issus de l'évaluation du PDSS plutôt que de les contredire. Shapira et al. [16] ont montré que les effets du FBP en RDC étaient hétérogènes selon les dimensions de performance et les services considérés. Cette hétérogénéité invite à ne pas déduire automatiquement d'une amélioration de l'offre, de la qualité ou de l'utilisation une amélioration équivalente de la protection financière. Le présent chapitre déplace précisément l'unité d'évaluation vers les conséquences financières pour les ménages. Il montre que les résultats peuvent différer selon que l'on considère une mesure globale de vulnérabilité financière, les dépenses liées à la maladie ou le coût de services maternels spécifiques.

Cette distinction est particulièrement pertinente dans un système où le financement des formations sanitaires demeure en partie dépendant des recettes provenant des usagers. Le FBP agit d'abord sur le côté de l'offre: il modifie les modalités de paiement des prestataires, les incitations, la vérification et, potentiellement, l'autonomie de gestion. Il ne constitue pas en lui-même un mécanisme complet de prépaiement ou de mutualisation des risques. Par conséquent, même lorsque les ressources supplémentaires permettent à une formation sanitaire d'absorber certains coûts ou de réduire certains tarifs, l'effet sur le risque financier global du ménage dépend de l'importance de ces réductions, de la fréquence des épisodes de soins et des autres dépenses de santé auxquelles le ménage reste exposé.

Les résultats doivent également être rapprochés des expériences antérieures menées en RDC. Soeters et al. [19], dans un programme de plus petite échelle au Sud-Kivu, avaient observé des dépenses directes plus faibles parallèlement à une amélioration de la qualité, mais dans un contexte de financement et de comparaison très différent. L'évaluation récente du PDSS rapporte que les formations FBP étaient davantage susceptibles d'appliquer des tarifs forfaitaires, d'exempter les patients pauvres, d'afficher les tarifs et d'avoir des tarifs officiels plus faibles; au niveau des patients, les réductions d'OOP observées lors des enquêtes de sortie étaient surtout détectées pour les soins curatifs de l'enfant [15,16]. Notre analyse ménages complète donc ces résultats: elle ne retrouve pas de réduction différentielle robuste des OOP liés aux épisodes de maladie dans les coupes répétées, mais met en évidence des coûts plus faibles pour certains services maternels à l'endline.

Pourquoi l'effet sur les dépenses catastrophiques et le financement de détresse peut-il être limité?

Plusieurs mécanismes peuvent expliquer l'absence d'amélioration différentielle détectable des dépenses de santé catastrophiques déclarées. Le premier tient à la nature du FBP. Comme l'ont souligné Meessen et al. [3], le FBP peut être compris comme un levier de réforme du système de santé, mais son effet dépend des transformations qu'il induit effectivement dans les relations entre acheteurs, prestataires et usagers. Une incitation versée aux prestataires n'implique pas mécaniquement une diminution du prix payé par le patient. Si persistent les frais de consultation, les achats de médicaments en dehors de la structure, les examens, le transport ou d'autres paiements, le ménage peut rester exposé à une charge financière importante malgré une amélioration de certains services.

Le deuxième mécanisme relève de la mise en œuvre. Les études qualitatives et d'analyse de fidélité conduites par Ridde et al. [6] et Bodson et al. [8] montrent que les effets attendus du FBP peuvent être modulés par la régularité des paiements, la compréhension des règles, la vérification, les capacités de gestion et les adaptations locales. Ces travaux ne permettent pas d'attribuer directement les résultats observés en RDC à l'un de ces mécanismes, mais ils fournissent un cadre d'interprétation essentiel: une zone administrativement classée comme exposée au FBP peut connaître une intensité ou une qualité de mise en œuvre différente de celle prévue par le dispositif. L'effet moyen estimé peut ainsi masquer une hétérogénéité opérationnelle importante.

Le troisième mécanisme concerne la portée des mesures d'équité. Turcotte-Tremblay et al. [7] ont montré au Burkina Faso que l'association de mesures d'équité au FBP pouvait générer des effets non intentionnels lorsque les modalités de ciblage, les incitations et les contraintes financières des prestataires étaient imparfaitement alignées. Ce résultat ne peut être transposé directement à la RDC, mais il rappelle qu'un bonus d'équité ou une politique en faveur des indigents ne garantit pas, à lui seul, une réduction de la charge financière des ménages les plus pauvres. Dans notre étude, l'absence d'interaction globale significative entre FBP et quintile de richesse va dans le même sens de prudence: les données ne permettent pas d'affirmer que les avantages financiers du FBP ont été systématiquement plus importants parmi les ménages les plus défavorisés.

CPN et accouchement: un signal favorable mais circonscrit

Les résultats concernant la première CPN et l'accouchement constituent le signal favorable le plus cohérent de l'analyse. Plusieurs mécanismes sont plausibles. Les ressources du FBP peuvent avoir amélioré la disponibilité d'intrants, permis aux structures de couvrir une partie de leurs coûts de fonctionnement ou réduit leur dépendance à certains paiements directs. Les services maternels peuvent également avoir été plus directement concernés par les indicateurs achetés et les incitations du programme que les épisodes généraux de maladie. Dans ce cas, l'effet financier serait concentré sur des services explicitement prioritaires plutôt que diffusé à l'ensemble des dépenses de santé du ménage. Cette interprétation est compatible avec la conception du FBP comme instrument de paiement ciblé plutôt que comme assurance maladie générale.

La décomposition des dépenses d'accouchement apporte un élément mécanistique supplémentaire. Avant correction pour multiplicité, les femmes des zones FBP supportaient des frais de consultation inférieurs d'environ 2 318 unités monétaires et des frais de séjour inférieurs d'environ 1 062 unités. Ces deux composantes sont cohérentes avec l'hypothèse selon laquelle le financement de l'offre pourrait réduire certains coûts facturés au point de prestation. Toutefois, leur significativité ne persiste pas après correction pour comparaisons multiples. Elles doivent donc être considérées comme des pistes explicatives, et non comme la démonstration que la consultation et le séjour constituent les canaux causaux établis de la réduction du total. Des données de tarification des formations sanitaires, de coûts unitaires et d'utilisation des recettes FBP seraient nécessaires pour tester directement ce mécanisme.

La robustesse des résultats totaux de CPN et d'accouchement aux transformations IHS, trimming, winsorisation et pondération renforce néanmoins leur intérêt. La transformation ln(1+OOP) permet de réduire l'influence de la forte asymétrie des dépenses tout en conservant les valeurs nulles; elle ne transforme cependant pas son coefficient en pourcentage exact. Les différences approximatives de 32% pour la première CPN et de 25% pour l'accouchement sont donc utilisées comme ordres de grandeur, et non comme retransformation causale exacte. Surtout, l'absence de baseline comparable pour ces modules impose de conserver une interprétation transversale: les résultats montrent qu'à l'endline les dépenses étaient plus faibles dans les zones FBP après ajustement, mais ils ne permettent pas d'établir que cette différence a été créée par le programme.

La comparaison internationale appelle la même prudence. Les études du Rwanda et du Burundi ont contribué à l'enthousiasme initial pour le FBP, mais les évaluations ultérieures ont montré que les effets dépendent de la configuration du financement, du niveau de départ et des réponses des prestataires. Au Cameroun, de Walque et al. [12] ont notamment mis en évidence l'importance du financement additionnel non conditionnel, tandis que la synthèse de Diaconu et al. [13] souligne l'incertitude persistante sur plusieurs outcomes. Ces résultats rejoignent les travaux consacrés au FBP comme intervention institutionnelle complexe [3,6-9,20]: le FBP doit être analysé comme une intervention institutionnelle complexe, dont les effets passent par la mise en œuvre, les règles d'allocation, l'autonomie, les mécanismes de vérification et les rapports entre acheteurs, prestataires et usagers.

FBP, équité et achat stratégique: au-delà d'une lecture binaire du programme

Les résultats invitent à dépasser une opposition simple entre « FBP efficace » et « FBP inefficace ». Meessen et al. [3] ont proposé de considérer le FBP comme un possible catalyseur de réformes plus larges; à l'inverse, Paul et al. [9] ont souligné la nécessité de réexaminer ses coûts, ses conditions de fonctionnement et son articulation avec les systèmes nationaux. Ces perspectives ne sont pas nécessairement contradictoires. Le point central est de déterminer quels mécanismes du FBP produisent une valeur ajoutée, pour quels services et dans quelles conditions institutionnelles. Les résultats du présent chapitre suggèrent précisément qu'un mécanisme de paiement peut être associé à des coûts plus faibles pour certains services maternels sans entraîner une amélioration mesurable de la protection financière globale.

Dans cette perspective, l'évolution du FBP vers l'achat stratégique constitue une grille de lecture particulièrement pertinente. L'achat stratégique ne consiste pas seulement à payer en fonction d'indicateurs de performance; il suppose de décider explicitement quels services acheter, auprès de quels prestataires, selon quelles modalités de paiement, avec quels mécanismes de qualité et de redevabilité, et au bénéfice de quelles populations [5,21]. Paul et al. [22] ont également montré l'intérêt de capitaliser sur les enseignements du financement basé sur les résultats pour rendre l'achat de services plus stratégique. Pour la RDC, la question n'est donc pas seulement de maintenir ou d'abandonner le FBP, mais d'identifier les fonctions d'achat qui peuvent être intégrées durablement dans l'architecture nationale de financement de la santé.

Les travaux de Gautier et al. [20] rappellent par ailleurs que la diffusion du FBP est aussi un processus politique et institutionnel, façonné par les bailleurs, les experts, les administrations et les réseaux transnationaux. Cette dimension est importante pour la pérennisation en RDC: la valeur d'un instrument de paiement ne peut être appréciée uniquement à partir de ses coefficients d'impact. Elle dépend également de sa capacité à être financée, gouvernée et administrée dans la durée, et à s'articuler avec les priorités nationales. L'absence d'effet pro-pauvre statistiquement démontré dans notre analyse renforce la nécessité d'intégrer explicitement l'équité dans les décisions d'achat plutôt que de supposer qu'elle résultera automatiquement de l'amélioration moyenne de la performance.

Implications pour la couverture sanitaire universelle en RDC

Trois implications se dégagent pour la CSU. Premièrement, le FBP ne devrait pas être présenté comme un mécanisme autonome de protection contre le risque financier. La réduction des dépenses catastrophiques nécessite des mécanismes de prépaiement et de mutualisation capables de répartir le coût de la maladie entre individus et dans le temps. Les paiements aux prestataires peuvent compléter ces mécanismes en orientant les ressources et en modifiant les incitations, mais ils ne les remplacent pas. Cette distinction rejoint l'approche de l'analyse coût-efficacité étendue [1,2], selon laquelle la performance d'une politique de santé doit être appréciée simultanément en termes de gains sanitaires, de protection financière et de distribution de ces bénéfices.

Deuxièmement, les résultats sur la CPN et l'accouchement suggèrent que l'achat stratégique peut être utilisé pour agir sur les coûts supportés par les patients lorsque les services, les tarifs et les mécanismes de paiement sont suffisamment ciblés. Pour transformer ce signal en politique de CSU, il serait nécessaire de relier explicitement les paiements aux prestataires à des règles de tarification, à la disponibilité des intrants, aux exemptions ou subventions destinées aux populations vulnérables et à des mécanismes de contrôle des paiements demandés aux usagers. Troisièmement, les futurs dispositifs d'évaluation devraient intégrer dès leur conception des indicateurs harmonisés de protection financière: OOP par service, dépenses catastrophiques calculées selon des seuils conventionnels en complément des mesures déclarées, stratégies de financement de détresse, renoncement aux soins et distribution des bénéfices selon le niveau socioéconomique. L'enjeu est de passer d'une logique où l'on achète principalement des volumes de services à une logique où l'on achète simultanément accès, qualité, équité et protection financière.

Forces, limites et contribution scientifique

Cette étude présente plusieurs forces. Elle repose sur un audit détaillé des questionnaires et des périodes de rappel, ce qui a permis d'exclure des comparaisons temporelles non harmonisées et de distinguer explicitement les résultats DID des analyses endline. Les dépenses monétaires ont été examinées sur plusieurs échelles afin d'évaluer leur sensibilité aux zéros, à l'asymétrie et aux valeurs extrêmes; les erreurs standards ont été clusterisées au niveau de l'unité d'exposition; et les analyses par composante ont été accompagnées de corrections pour multiplicité. L'étude combine en outre trois niveaux complémentaires de protection financière - charge catastrophique déclarée, financement de détresse et paiements directs par épisode ou service - ce qui évite de réduire la protection financière à un seul indicateur.

Plusieurs limites doivent néanmoins être considérées. Premièrement, l'indicateur de dépenses de santé catastrophiques repose sur une déclaration du ménage selon laquelle les dépenses de santé des 12 derniers mois ont excédé les moyens financiers issus des revenus habituels. Il capte directement une expérience de contrainte financière, mais il ne correspond pas à une mesure CHE reconstruite à partir du ratio OOP/revenu, OOP/consommation ou OOP/capacité à payer et d'un seuil conventionnel. Deuxièmement, une seule période pré-intervention est disponible; l'hypothèse de tendances parallèles du DID ne peut donc pas être vérifiée sur des trajectoires antérieures. Troisièmement, les enquêtes sont des coupes transversales répétées et non un panel de ménages. Quatrièmement, les analyses de maladie sont conditionnelles à l'observation d'un épisode pertinent et disposent d'effectifs sensiblement plus faibles que les analyses ménage, ce qui limite la précision et la puissance pour détecter des effets modestes. Cette distinction est particulièrement importante au regard de la définition OMS-Banque mondiale de l'ODD 3.8.2, fondée sur des paiements directs excédant 10% ou 25% du revenu ou de la consommation du ménage [17].

Cinquièmement, les analyses de première CPN et d'accouchement ne disposent pas d'une baseline directement comparable et restent donc exposées à un biais de confusion résiduel malgré l'ajustement. Sixièmement, l'étude mesure les dépenses engagées parmi les personnes observées dans les modules concernés mais ne mesure pas directement le renoncement aux soins pour raisons financières; une dépense faible peut refléter une meilleure protection, mais aussi une utilisation moindre ou différente des services. Enfin, le statut FBP de la zone ne renseigne pas à lui seul sur la fidélité, l'intensité ou la continuité de la mise en œuvre. Les travaux de Ridde et al. [6], Turcotte-Tremblay et al. [7], et Bodson et al. [8] montrent précisément pourquoi cette dimension de mise en œuvre mérite d'être intégrée dans les futures analyses.

La période d'observation a traversé plusieurs chocs susceptibles d'affecter l'offre et le recours aux soins. L'épidémie d'Ebola de 2018 a conduit l'évaluation officielle à retirer de l'échantillon les provinces du nord-ouest où le financement avait été modifié; l'échantillon final de 58 zones reste constitué de blocs provinciaux randomisés. La pandémie de COVID-19 a retardé l'enquête finale, dont la collecte s'est étendue de 2021 à 2022, et des grèves de personnels de santé ont également retardé le terrain. Le rapport d'évaluation indique que les paiements aux formations FBP et témoins n'ont pas été suspendus pendant la pandémie, mais un choc différentiel non observé entre zones ne peut être totalement exclu. Les effets fixes de période absorbent les chocs communs sans éliminer un biais lié à des chocs géographiquement différenciés.

La contribution scientifique du chapitre réside ainsi dans une évaluation plus désagrégée de la dimension financière du FBP. Plutôt que de chercher un effet moyen unique, l'analyse distingue ce qui relève d'une évolution différentielle de la protection financière globale, ce qui concerne les dépenses associées aux épisodes de maladie et ce qui apparaît, à l'endline, pour des services maternels ciblés. Cette approche permet de formuler une conclusion plus compatible avec la logique de l'achat stratégique: la question pertinente n'est pas seulement de savoir si le FBP « fonctionne », mais d'identifier les services, mécanismes de paiement et conditions de mise en œuvre susceptibles de convertir le financement de l'offre en gains financiers effectivement observables pour les ménages.

Conclusion     

Cette étude montre que la contribution du financement basé sur la performance à la protection financière des ménages en République démocratique du Congo est plus nuancée qu'une lecture fondée sur un effet moyen unique. Entre 2015-2016 et 2021-2022, les analyses en différence-en-différences ne mettent pas en évidence d'amélioration différentielle statistiquement significative des dépenses de santé catastrophiques déclarées, du recours au financement de détresse, ni des paiements directs associés aux épisodes de maladie de l'enfant ou de la femme dans les zones FBP. Ces résultats indiquent que, dans le contexte étudié, le financement de l'offre n'a pas suffi à produire une amélioration mesurable de la protection financière globale des ménages.

Les analyses des services maternels apportent néanmoins un résultat complémentaire important. À l'enquête finale, les dépenses directes associées à la première consultation prénatale et à l'accouchement étaient significativement plus faibles dans les zones FBP, avec des différences relatives approximatives de 32% et 25% dans les spécifications fondées sur ln(1+OOP). Pour l'accouchement, les diminutions observées avant correction pour multiplicité des frais de consultation et de séjour constituent des mécanismes plausibles par lesquels le financement de l'offre pourrait réduire certains coûts supportés au point de prestation, sans toutefois permettre d'identifier formellement ces composantes comme canaux causaux. Surtout, faute de mesure baseline directement comparable pour la CPN et l'accouchement, ces résultats doivent être interprétés comme des associations transversales ajustées et non comme des effets causaux du FBP.

L'étude ne met par ailleurs pas en évidence d'hétérogénéité statistiquement significative des associations selon le quintile de richesse au seuil conventionnel de 5%. Les résultats ne permettent donc pas de conclure que les bénéfices financiers éventuels du FBP ont été systématiquement concentrés parmi les ménages les plus pauvres. Cette absence de profil clairement pro-pauvre est particulièrement importante pour la couverture sanitaire universelle: l'amélioration moyenne de la performance des prestataires ne garantit ni la protection contre les conséquences financières de la maladie ni une distribution équitable des bénéfices.

Ces résultats plaident pour repositionner le FBP non comme un mécanisme autonome de protection financière, mais comme l'une des composantes possibles d'une architecture plus large d'achat stratégique. En RDC, sa contribution à la CSU dépendra de son articulation avec des mécanismes de prépaiement et de mutualisation des risques, des politiques explicites de réduction des paiements directs, des règles de tarification, la disponibilité effective des médicaments et intrants, ainsi que des dispositifs ciblant les populations vulnérables. L'enjeu n'est donc plus seulement de rémunérer la quantité et la qualité des services, mais d'utiliser les mécanismes de paiement pour acheter simultanément accès, qualité, équité et protection financière.

La contribution de cette étude réside ainsi dans le déplacement de l'évaluation du FBP de la seule performance de l'offre vers ses conséquences économiques pour les ménages. En distinguant dépenses de santé catastrophiques déclarées, financement de détresse, dépenses liées aux épisodes de maladie et coûts de services maternels spécifiques, l'analyse montre que les effets financiers du FBP peuvent être différenciés selon le niveau auquel ils sont mesurés. Elle souligne, plus largement, qu'une réforme du paiement des prestataires ne peut contribuer durablement à la CSU que si les incitations du côté de l'offre sont explicitement reliées aux objectifs de protection financière et d'équité du système de santé.

Conflits d'intérêts     

Les auteurs ne déclarent aucun conflit d'intérêts.

Contributions des auteurs     

Les auteurs ont lu et approuvé la version finale du manuscrit.

Tableaux     

Tableau 1: évolution des indicateurs de protection financière selon le bras d'étude et la vague
Tableau 2: synthèse des estimations principales par domaine de dépenses

Annexes     

Annex 1: documents complémentaires

Références