L`adhésion des médecins généralistes aux dispositifs de politique
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L’adhésion des médecins généralistes aux dispositifs de politique de santé : un éclairage économétrique Version préliminaire (ne pas citer). Philippe Abecassis (CEPN-Université Paris 13) Nathalie Coutinet (CEPN-Université Paris 13) Jean-Paul Domin (REGARDS – Université de Reims Champagne-Ardenne) Introduction La pratique médicale est depuis les années 1970 fortement réglementée et les éléments les plus sensibles (modes de rémunération, tarifs, pratiques, …) sont négociés régulièrement dans le cadre de conventions médicales signées par les représentants de la profession, de l'État et de la tutelle. Mais celle-ci entend également utiliser ce canal pour infléchir le comportement des médecins et des patients. Ainsi, depuis le début des années 1990, la politique de conventionnement doit-elle comprendre des objectifs à atteindre et un mécanisme de sanctions et récompenses incitant les médecins à prescrire avec modération (Ferrand-Nagel, 1994). Plus récemment, le dispositif de parcours de soins ou le CAPI (Contrat d’amélioration des pratiques individuelles) associe les praticiens à une politique incitative dirigée vers les patients. En s’appuyant ainsi sur les praticiens, la tutelle parie sur leur adhésion et leur participation active. Ce pari se fonde en grande partie sur un mécanisme éprouvé d’élaboration des politiques de santé. Les réglementations en matière de santé sont ainsi construites en tenant compte du pouvoir politique de la profession qui reste important (Pierru, 2007). Depuis l’annulation de la convention de 1997, l’approbation des textes conventionnels par la profession est légitimée par une procédure originale de reconnaissance officielle de représentativité des syndicats signataires ainsi que par l’existence d’un pouvoir d’opposition majoritaire. Le pari s’appuie aussi sur un ensemble d’incitations prenant la forme de rémunérations contractuelles attribuées individuellement aux médecins qui relaient activement les politiques. Cependant, le degré d’adhésion comme les motivations des médecins à participer à ces politiques de santé sont mal connus. Les informations quantitatives, comme la part des médecins généralistes ayant accepté d’être médecin référent ou ayant signé un CAPI sont assez pauvres. En particulier, ces données ne fournissent aucune indication sur la nature de l’adhésion aux dispositifs. Il est, par exemple, impossible de déterminer si une adhésion correspond à la réaction attendue aux incitations ou simplement à un effet d’aubaine. Par ailleurs, comment expliquer les taux de refus d’adhérer à certains dispositifs ? L’analyse du discours syndical ne renseigne pas beaucoup plus. Si les grandes lignes de ce discours émergent clairement (Abecassis, Domin, 2009), la représentativité syndicale souffre d’un émiettement important. Or, face à la nécessité d’être reconnu comme représentatif pour exister, cet émiettement a naturellement accentué les positions extrêmes et conflictuelles. Chaque syndicat déploie désormais ses propres revendications et les érige en impératif catégoriel. Chacun tente d’annuler des accords signés par d’autres ou de bloquer le processus conventionnel. Dans un tel contexte, la question de la légitimité de la représentation syndicale des médecins est posée : « le syndicalisme médical ne semble plus satisfaire les aspirations des médecins libéraux » (Batifoulier, Gadreau, Vacarie, 2008). De plus, l’absence d’unité syndicale et leur posture conflictuelle peut conduire la tutelle à mettre en place des mécanismes de contrôle et à décider unilatéralement des tarifs et modes de rémunération (Volovitch, 2006). Dans ces conditions, certains médecins ne se sentent plus liés, ni à leurs représentants ni aux textes conventionnels. Ce travail a pour objectif d’analyser le degré d’adhésion des médecins généralistes aux dispositifs de politique de santé et d’en déterminer la nature. L’hypothèse retenue est que la décision d’adhérer (ou non) à un tel dispositif s’inscrit dans une problématique de crowding out effect ou effet d’éviction. Déjà mobilisée dans le secteur de la santé (Ammi, Béjean, 2010), cette approche fait intervenir plusieurs registres de motivation. Le comportement du médecin résulte d’une tension entre des motivations intrinsèques, selon lesquelles l’action est entreprise pour la satisfaction inhérente à son accomplissement, et des motivations extrinsèques où l’action est effectuée dans une perspective instrumentale. Nous organiserons notre propos en trois temps. Nous verrons dans un premier temps que la politique économique de santé implique fortement les praticiens d’abord parce qu’ils participent à son élaboration (via un système de conventionnement), ensuite parce qu’ils la subissent directement (1). Nous présenterons dans une deuxième partie les caractéristiques de l'enquête et la méthodologie : création d'un indicateur (H) d’adhésion des médecins à la politique de santé et d'un indicateur (M) mesurant la nature intrinsèque ou extrinsèque des motivations (2). La troisième et dernière partie sera consacrée, quant-à-elle, à l'analyse des résultats (3). 1. Les médecins face à la politique économique de santé La politique économique de santé a profondément évolué depuis le début des années 2000 : elle organise le retrait progressif de l’assurance maladie obligatoire, favorise le développement de l’assurance maladie complémentaire et entend orienter le comportement des médecins libéraux (Batifoulier, Domin, Gadreau, 2007). Cette politique implique fortement les médecins d’abord parce qu’ils y participent activement (1.1) et ensuite parce qu’ils en subissent directement les effets (1.2). Les médecins généralistes semblent d’ailleurs réagir de façon différente aux incitations (1.3). 1.1. Le rôle des médecins généralistes dans la construction de la politique de santé Au 31 décembre 2009, les médecins généralistes étaient 53 652 selon le Syndicat national inter-régime (SNIR). 49 263 d’entre eux exerçaient dans le secteur conventionné (soient 91,2 %) et 4 389 (soient 8,2 %) dans le secteur à honoraire libre. Le mode d’exercice en médecine ambulatoire, reste principalement libéral avec une prédominance aujourd’hui de l’exercice de groupe : 54 % des médecins généralistes libéraux déclarent travailler en groupe. Cette organisation particulière résulte d’un compromis entre l’État et le marché : le référentiel est le marché, mais le prix de la consultation est défini par un texte, la convention médicale, renégocié de façon périodique. Ce texte est national depuis 1971 et s’impose à l’ensemble des praticiens, sauf ceux qui décident expressément de ne pas y adhérer. La régulation des dépenses de santé en médecine ambulatoire s’articule autour d’un mécanisme de convention qui peut se définir comme une régulation concertée entre l’État, les caisses de Sécurité sociale et les représentants du corps médical (Dupeyroux, 2 Borgetto, Lafore, Rolande, 2001). La convention s’inscrit dans le cadre d’une politique publique où le praticien libéral est appréhendé, dans le cadre d’une mission de service public, comme le producteur d’un bien collectif sous tutelle. La convention doit permettre à la tutelle d’inciter le corps médical à adopter un comportement compatible avec l’intérêt général. C’est un contrat entre les médecins et l’État (Ferrand-Nagel, 1994). Ce contrat est par nature individuel et collectif : il lie le médecin conventionné à l’État, mais résulte d’une procédure de négociation collective entre les organisations syndicales et les pouvoirs publics (État et assurance maladie). Les organisations syndicales professionnelles ont un rôle important dans ce modus operandi dans la mesure où elle sont chargées par leurs adhérents d’aller négocier avec les autres partenaires un texte qui défende au mieux leurs intérêts (Stasse, 1999). Le syndicalisme médical est marqué en France par son histoire construite autour de la lutte l’émergence de la protection sociale et la lutte pour le respect des principes de la médecine libérale (Hassenteufel, 1997b, 2008). Le dispositif de négociation conventionnelle repose ainsi sur les organisations syndicales : l’État et l’assurance maladie ont besoin du corps médical pour éviter la crise conventionnelle. L’absence d’accord met en évidence l’incapacité des deux premiers à obtenir l’accord des praticiens sur les objectifs de la politique économique de santé (Bras, 2008). Les habitués des rendez-vous conventionnels sont d’ailleurs conscients de la dépendance des pouvoirs publics à l’égard des organisations syndicales qui les pousse depuis plus de vingt ans à satisfaire avant tout les droits des praticiens et non ceux des patients (Régereau, 2005). Cette situation explique en partie le « gaspillage négocié » propre à la France (Letourmy, 1995). La situation est d’autant plus difficile pour les pouvoirs publics que le déficit chronique de la branche maladie les a incités à mettre en œuvre une politique de maîtrise comptable des dépenses de santé contre laquelle les médecins se sont vivement opposés en utilisant un registre de légitimation fondé sur la défense de la santé des patients (Hassenteufel, 1997b). Le praticien devient le garant de la santé de ses patients contre l’insouciance des représentants de l’État uniquement préoccupé par le respect des grands équilibres comptables. Cette position est d’ailleurs renforcée par le fort pouvoir de lobbying de la profession qui n’est pas sans effet sur le pouvoir politique (Pierru, 2007). Il en ressort que la politique économique de santé ne peut se faire sans l’assentiment du corps médical et encore moins contre son avis. 1.2. Le développement des incitations monétaires et leur effet Les médecins généralistes constituent un maillon essentiel de la politique économique de santé en France. Le marché de la santé s’apparente en effet à un modèle multi-principaux où le médecin est un agent face à deux principaux, l’assurance-maladie et le patient (Blomqvist, 1991). Dans ce schéma, chacun des trois acteurs dispose d’un niveau d’information différent. Le patient sait qu’il est malade, mais ne connaît pas la nature de sa pathologie. Il délègue son pouvoir de décision au praticien (Arrow, 1963). L’assurance-maladie (la tutelle) est dans une situation d’inobservabilité totale car elle ne connaît pas la réalité de la pathologie du malade et ne peut pas mesurer l’effort du praticien. Ce dernier, par son expertise, identifie la nature de la pathologie. Cependant, même s’il elle est limitée, l’information dont dispose le praticien est convoitée par les deux principaux et revêt un caractère stratégique. Depuis le milieu des années 1990, la politique économique de santé tente d’inciter les praticiens à modérer leurs dépenses tout en promouvant des mesures d’amélioration de la qualité. La convention de 1993 met en place un système de Références médicales opposables (RMO) incitant les praticiens à prescrire avec modération (Ferrand-Nagel, 3 1994). Les conventions de 1997 et de 1998 prévoient la prise en charge d’une partie des cotisations sociales pour les médecins référents. La mise en place des Accords de bon usage des soins (ACBUS) généralise le versement de contreparties financières contre les bonnes pratiques. La convention de 2005 poursuit dans cette perspective en créant une rémunération forfaitaire pour les médecins traitants, les médecins coordinateurs et ceux participant à la coordination. Dans le même temps, le décret du 14 avril 2005 (à la suite de la loi réformant la santé publique du 9 août 2004) rend obligatoire l’évaluation des pratiques des médecins en exercice. Le développement des incitations financières constitue, dans la perspective de la théorie de l’agence, l’un des fondements de la politique économique de santé en supposant que celles-ci accroissent la performance de l’agent. La littérature économique s'est, depuis de nombreuses années, inspirée de disciplines proches (Gautié, 2007). Les travaux sur les motivations et les incitations s'inscrivent tout particulièrement dans cette perspective. Depuis les années 1970, les psychologues s’intéressent à l’impact des incitations monétaires sur la motivation des individus. Une première expérience conclue que les récompenses financières diminuent les motivations intrinsèques des individus (Deci, 1971). Une étude menée sur la même période montre que les incitations monétaires destinées à accroître le don de sang sont contre-productives et tendent à réduire la quantité et la qualité du sang donné (Titmuss, 1970). L’idée soutenue par l’auteur est que les individus qui donnent leur sang sont motivés par l’action citoyenne. La rémunération détruirait de facto leur motivation. Cette approche est contestée par certains économistes qui pensent que l’incitation financière s’ajoute au comportement altruiste des individus (Arrow, 1972 ; Solow, 1971). Il faut donc distinguer les motivations intrinsèques qui résultent de forces internes aux individus et les incitations extrinsèques qui sont issues quant à elle du monde extérieur. Un individu est intrinsèquement motivé quand il retire de la satisfaction et de l’intérêt pour la seule pratique d’une activité. Pour qu’une motivation soit effectivement intrinsèque, l’activité doit même avoir été entreprise sans récompense (Gneezy, Rustichini, 2000). En d’autres termes, il est envisageable qu’un salarié intrinsèquement motivé travaille gratuitement. Les motivations intrinsèques sont fragiles et sont susceptibles d’être détériorées dans certaines conditions. A contrario, un individu est extrinsèquement motivé quand il entreprend une activité avec l’intention d’en retirer récompense extérieure (Calder, Staw, 1975), ou bien d'éviter une sanction. La motivation extrinsèque renvoie donc à des notions assez matérielles. Le développement des incitations monétaires peut favoriser un crowding-out effect appelé également effet d’éviction (Frey, 1997). Il y a effet d’éviction quand des récompenses extrinsèques détériorent les motivations intrinsèques des individus. Bruno Frey considère que la performance des individus au travail dépend avant tout de leur motivation. Une récompense monétaire est en mesure de l’améliorer si l’effet disciplinant (de l’incitation financière) l’emporte sur l’effet d’éviction, mais peut également la dégrader si le crowding-out effect prime sur l’effet disciplinant. Cette approche remet donc clairement en question les conclusions de la théorie de l’agence. Reste à savoir dans quelle mesure l’action du principal (dans ce cas l’assurance maladie) favorise le crowding out effect ? Les travaux de psychologie sociale, et notamment ceux issus de l’évaluation cognitive distinguent les facteurs favorisant la motivation intrinsèque des individus (crowding-in effect) et ceux qui la détériorent (crowding out effect). Ainsi, la récompense financière promise par le principal serait-elle en mesure de diminuer le sentiment d’autodétermination (c’est-à-dire d’autonomie dans l’emploi) et de 4 compétence des individus (Deci, Ryan, 1985). La motivation des individus peut donc être affectée quand une intervention extérieure détériore la perception qu’ils ont de leur compétence et de leur autodétermination. Si l’incitation financière favorise le sentiment de compétence et d’autodétermination, alors la motivation intrinsèque peut être améliorée. En revanche, si elle l’affaiblit, elle peut être en mesure de la détériorer (Frey, 1997). Les incitations monétaires sont en mesure de détruire la motivation intrinsèque des individus notamment quand elles se focalisent uniquement sur la performance. Plus le lien entre la récompense et le niveau de performance souhaité par le principal est fort, plus l’agent tend vers les incitations extrinsèques. Néanmoins, les récompenses financières ont un effet moindre sur la motivation intrinsèque que les ordres. À contrario, les récompenses symboliques influencent positivement les motivations intrinsèques dans la mesure où elles récompensent une implication de l’agent dans son activité (Narcy, 2007). La question des motivations et de la réaction aux incitations est au cœur de l'analyse de la politique économique de santé. D'une part, parce que cette dernières développe depuis la fin des années 1990 un arsenal de mesures (financières, organisationnelles, …) reposant largement sur les motivations extrinsèques. D'autre part, parce que la motivation intrinsèque est présente dans le colloque singulier et permet d'intégrer l'altruisme égocentrique (Khalil, 2004). En d'autres termes, la bienveillance envers le malade est une source de satisfaction pour le médecin. Par ailleurs, pour certains auteurs, la satisfaction intellectuelle est une forme de motivation intrinsèque (Richardson, 1981). Une étude récente (Videau, Batifoulier, Arrighi, Gadreau, Ventelou, 2010) a tenté de mesurer la part des motivations intrinsèques et extrinsèques des médecins. Pour 80 % des praticiens interrogés, les motivations intrinsèques représentent au moins la moitié des motivations totales. La catégorie la plus importante (plus de 30 % de l'effectif) est fortement motivée intrinsèquement (entre 0,6 et 0,7). À l'opposé, les médecins faiblement (moins de 0,2) et fortement (plus de 0,9) motivés intrinsèquement sont minoritaires. Il en ressort une forte hétérogénéité du corps médical par rapport aux motivations. En d'autres termes, le médecin représentatif n'est pas forcément très fortement motivé intrinsèquement. 1.3. La réaction des médecins face aux incitations Depuis le début des années 2000, l’objectif des pouvoirs publics est de compléter la rémunération à l’acte par des éléments de forfaitisation (Samson, 2009). Les deux lois de 2004, la loi de santé publique du 9 août et celle du 13 août relative à la réforme de l’assurance maladie participent de cette évolution. La seconde instaure le parcours de soins coordonnés et met en place une rémunération spécifique du médecin traitant pour la prise en charge des malades atteints d’affections de longue durée (ALD). Cette rémunération repose sur un forfait de 40 euros par patient en ALD au titre de la coordination des soins. La loi du 9 août entend, quant à elle, inciter les praticiens à s’investir dans les missions de santé publique. Le décret du 14 avril 2005 réformant le Code de santé publique prévoit d’ailleurs une évaluation obligatoire des pratiques des médecins en exercice. Pour mesurer la réaction des praticiens à ces incitations, un panel de 600 médecins généralistes libéraux a été constitué en 2002 par l’observatoire régional de la santé de Provence-Alpes-Côte-d’Azur, L’objectif est d’observer et d’analyser les pratiques médicales et notamment la prise en charge des missions de service public. Ce panel a été construit par échantillonnage aléatoire stratifié sur le sexe, l’âge (moins de 43 ans, 5 43-52 ans et 53 et plus en 2002) et la taille d’une population de 5 435 médecins tirant au moins partie de leurs revenus d’une pratique libérale. L’échantillon des 600 praticiens a été formé à partir d’une base de 1 076 médecins contactés. 409 omnipraticiens de l’échantillon ont signé une charte de contribution au panel, les autres y contribuent sans être signataire. L’échantillon a été complété au fil du temps, notamment pour limiter les phénomènes d’attrition classiques (départ en retraite, déménagement, lassitude, …). L’intérêt principal de ce panel est de mieux comprendre les déterminants des pratiques, les écarts aux normes et les conditions d’adhésion aux évolutions des politiques (Ventelou, Paraponaris, Sebbah, Aulagnier, Protopescu, Gourheux, Verger, 2005). Quelques enseignements peuvent déjà être tirés de cette étude en matière d’implication des omnipraticiens dans la prévention, dans le bon usage des médicaments et plus généralement sur leurs réactions face aux politiques de santé. Une première étude a tenté de cerner les attitudes et les pratiques des généralistes libéraux dans le domaine de la prévention et de l’éducation à la santé, mais a également permis d’identifier les déterminants de ces actions (Aulagnier, Videau, Combes, Sebbah, Paraponaris, Verger, Ventelou, 2007). Parmi les pratiques de prévention, plus de 80 % de l’échantillon déclare réaliser souvent, voire très souvent les actes suivants : proposer une mammographie aux patientes âgées de 50 à 75 ans, repérer les effets iatrogènes des poly-prescriptions chez les personnes âgées, repérer les problèmes de poids chez les enfants, proposer un sevrage tabagique aux fumeurs. En revanche, d’autres actions de prévention sont beaucoup moins utilisées par les omnipraticiens : la prescription d’une contraception d’urgence, la proposition aux patients obèses d’utiliser un carnet alimentaire, l’information sur les risques d’automédication. Les médecins les plus impliqués dans les pratiques préventives ont généralement un positionnement plus favorable vis-à-vis des préoccupations de santé publique. Ils considèrent que les missions de prévention, mais également d’éducation thérapeutique sont inhérentes à la profession. Il s’agit clairement d’une motivation intrinsèque. Les médecins de l’échantillon plus enclins aux pratiques de préventions ont une probabilité plus forte d’avoir suivi des formations. Ils ont également une probabilité plus forte de mobiliser des sources d’information plus variées. Enfin, les praticiens qui ont un score de prévention plus important sont aussi ceux qui réalisent le plus d’actes gratuits. Cette corrélation révèle selon les auteurs un rapport au temps (rémunéré). Ainsi, ceux qui acceptent de perdre du temps dans une action de prévention sont aussi ceux qui acceptent de consacrer du temps gratuitement pour leur patientèle Le panel de Provence-Alpes-Côte-D’azur a également servi à mesurer l’implication des médecins généralistes dans le bon usage des médicaments. 46,1 % des médecins de l’échantillon déclarent informer souvent, voire très souvent leurs patients des risques de l’automédication. En revanche, 53,7 % des omnipraticiens du même échantillon déclarent le faire parfois. La réalisation régulière d’actes gratuits est une variable explicative. Elle traduit une des caractéristiques essentielles du praticien et est généralement associée au thème de la qualité des soins. Le praticien qui accepte de consacrer une partie de son temps à la qualité des soins et notamment au bon usage des médicaments, accepte également de pratiquer plus d’actes gratuit au profit de ses patient (Ventelou, Rolland, 2009). Enfin, une dernière étude porte sur l’adhésion aux politiques publiques de santé (Videau, Ventelou, Combes, Verger, Paraponaris, 2007). Celle-ci met en évidence une faible adhésion des médecins généralistes à la réforme du médecin traitant (loi du 13 août 2004) : 48 % ont un avis plutôt défavorable. Le sentiment d’un encadrement excessif de la profession par les pouvoirs publics est en partie à l’origine de ce rejet. En revanche, il y a peu de corrélation entre l’adhésion à la réforme et les profils particuliers 6 de pratique (éducation thérapeutique, prévention, …). Il existerait donc une frange de la profession peu favorable à la réforme : des praticiens assez impliqués auprès de populations à risque et qui attendaient des mesures de plus grande ampleur ; ou des omnipraticiens assez sensibles au caractère libéral de la profession et voyant dans le dispositif du médecin traitant une atteinte à cette liberté. 2. L’adhésion des médecins à la politique de santé : la méthodologie L’analyse empirique s’appuie sur un questionnaire unique portant sur une population de 596 omnipraticiens contactés par l’intermédiaire d’un questionnaire sur la période allant d’octobre 2006 à février 2007. La méthode utilisée nous a conduit dans un premier temps à déterminer un indicateur de degré d’adhésion aux dispositifs de politique de santé fondé sur un premier ensemble de questions tant fermées (« Avezvous été médecin référent ? », « utilisez-vous la télétransmission de vos feuilles maladie ? », …) qu’ouvertes (« que pensez-vous du dispositif médecin référent ? », « que pensez-vous du dispositif médecin traitant ? », …). Dans un second temps, nous élaborons une typologie des motivations exprimées par les médecins généralistes dans le questionnaire à partir d’un second groupe de variables. Cette étape aura pour objectif de partitionner les variables entre motivations intrinsèques et motivations extrinsèques et de construire un second indicateur. Après avoir précisé les caractéristiques de l’échantillon (2.1), nous détaillerons la méthode d’élaboration des indicateurs (2.2). 2.1. Caractéristiques de l’échantillon L'étude porte sur une population d’omnipraticiens contactés par l’intermédiaire d’un questionnaire. Celui-ci est de facture classique, il respecte les principes méthodologiques de l’enquête. Le respect des règles du questionnement sociologique a présidé avant tout à l’élaboration du questionnaire : déroulement des questions, distinction des questions de faits et d’opinions, attention portée aux formulations. Le travail s’est en partie inspiré de la grande enquête sociologique quantitative de référence concernant les médecins libéraux (Herzlich, Bungener, Paicheler, Rousin, Zuber, 1993). Le questionnaire alterne des questions fermées sur le praticien (sexe, âge, nombre d’enfants à charge, …), sur l’environnement du cabinet (zone d’exercice, caractéristique de la patientèle, …) sur le mode d’exercice (secteur, …), des questions ouvertes (sur leurs opinions quant à la réforme du médecin référent, du médecin traitant, la politique de santé en général, …) et des questions mixtes sur leurs pratiques tarifaires (fréquence et motifs de dépassements, d’actes gratuits, …). Ces questions ouvertes ont pour objectif de favoriser l’expression des médecins sur leurs pratiques. Élaboré au printemps 2006, le questionnaire a été envoyé à l’automne de cette même année à 4 076 praticiens (2 800 en Île-de-France et 1 276 en Bourgogne). La stratégie qui a primé dans la constitution de la population mère a consisté en un échantillonnage aléatoire des omnipraticiens de ces deux régions. Celles-ci sont caractérisées par une sociologie et une démographie médicales différentes et des pratiques tarifaires variées. Elles ont en outre déjà fait l’objet d’études sociologiques (Bloy, 2005, 2004) et économiques (Béjean, Peyron, Urbinelli, 2002). Le questionnaire a bénéficié d’un très bon taux de retour (596 répondants, soit 14,6 %). Ce résultat est supérieur à la norme jugée acceptable pour des études de ce type (Bachimont, Cogneau, Letourmy, 2006). Il est d’autant plus intéressant que le questionnaire est long (14 pages, 67 questions dont plusieurs ouvertes et certaines délicates – opinions politiques, revenus -) et n’a bénéficié d’aucune incitation (ni rémunération, ni relance). Nous disposons donc d’un matériau riche quantitativement 7 (qui permet un traitement statistique) et qualitativement : les réponses des médecins sont souvent détaillées et passionnées. Pour ce premier travail de construction des indicateurs, nous avons sélectionné 15 questions (cf. Annexe). Les questions fermées ont subi un premier traitement statistique. Cette première étape nous a permis de dégager les grandes caractéristiques de l’échantillon : secteur, environnement socioprofessionnel, caractéristiques générales de l’activité (nombre de visites et de consultation, durée de la consultation). Tableau 1. Caractéristiques principales de l’échantillon VARIABLE Répartition par sexe Âge Ancienneté (en nombre d’années d’exercice libéral) Secteur d’activité Zone d’activité Statut Médecin référent Salarié de l’assurance maladie Revenu annuel moyen Satisfaction vis-à-vis des revenus DONNÉES DE L’ÉCHANTILLON H. : 70%, F. : 30 % 45 % à plus de 50 ans moins 15 ans : 30 % plus de 25 ans : 30 % Sect. 1 : 80,5 % ; Sect. 2 : 19,5 % 30 % : zone rurale/semi-rurale, 20 % : zone urbaine résidentielle 50 % en cabinet de groupe 50 % en individuel 17 % de médecins référent 56 % accepteraient d’être salarié de l’assurance maladie sans condition De 54000 € à 66000 € (note moyenne =4,48/10 ± 2,5 DONNÉES NATIONALES H. : 64 %, F. : 36 % (a) 40 % ont plus de 50 ans (a) nd Sect. 1 : 88 % ; Sect. 2 : 12 % (a) nd. 39 % en cabinet de groupe 61 % en individuel (b) 15 % de médecins référent (a) nd. 70900 € nd. Sources : (a)(Attal-Toubert, Vanderschelden, 2009); (b)(Audric, 2004) Dans notre échantillon, la durée modale de consultation est représentée par la classe allant de 15 à 20 minutes et représente 44.6 % de l’effectif. La moyenne sur l’ensemble de l’effectif est de 19,6 minutes, ce qui est plus élevé que la moyenne nationale qui est évaluée à 15,6 minutes (Breuil-Genier, Goffette, 2006). Cette particularité s’explique notamment par la surreprésentation du secteur 2 dans l’effectif. La durée de consultation varie positivement avec l’appartenance au secteur. Les médecins de secteur 1 ont une durée de consultation de 18 minutes. Les praticiens exerçant dans le secteur à honoraires libres ont une durée de consultation de 26 minutes en moyenne (contre 18,3 au niveau national). Pour le secteur 1, la moitié de l’effectif a une durée moyenne de 16 minutes. En revanche, pour le secteur 2, plus d’un tiers (34,2 %) de l’effectif a une durée moyenne de 38 minutes, un autre tiers a une durée de consultation de 21 minutes. 2.2. Construction des indicateurs Deux indicateurs ont été construits. Le premier (noté H) se propose de fournir une estimation du niveau d'adhésion du médecin aux dispositifs de politique de santé à partir de variables explicatives issues du questionnaire. Le second, noté M cherche à estimer la nature, intrinsèque ou extrinsèque des motivations des médecins généralistes à adhérer à la politique de santé. Pour prendre en compte le caractère multidimensionnel du premier indicateur, celuici est issu de cinq ensembles indépendants de caractéristiques observables. Chaque ensemble est construit comme un indice à partir de plusieurs variables du questionnaire. - Le premier ensemble estime le niveau de participation des omnipraticiens aux politiques en vigueur lors ou précédant l’élaboration du questionnaire : le dispositif de médecin référent et la mise en place du procédé de télétransmission des feuilles maladies. l’adhésion des médecins à ces deux dispositifs étaient traités dans le questionnaire au moyen de deux questions modales binaires (Q30 : "assurez-vous la télétransmission des feuilles de maladie ? " ; Q33 : "Avez-vous médecin référent ? "). 8 - Le second ensemble est un indicateur d’opinion des médecins généralistes sur les dispositifs déjà mis en place. Il s’appuie sur deux questions textuelles, modalisées a posteriori (Q34 : "Que pensiez-vous du dispositif de médecin référent ?" et Q35 : "Que pensez-vous de la récente réforme du médecin traitant ?") ainsi que d’une série de 5 propositions concernant les politiques de santé sur lesquelles les médecins devaient se positionner selon une échelle de 0 à 5 (voir annexe 1, Q38). - Le troisième ensemble prend en compte l’empathie que les médecins généralistes ont avec les principes et les objectifs de la politique de santé à travers une série de 12 affirmations portant sur les politiques de santé et sur lesquelles les médecins devaient se positionner (voir annexe 1, Q40). - Le quatrième ensemble, en analysant les réactions annoncées à une augmentation sensible du prix de la consultation, fournit une indication des priorités des omnipraticiens. Elle mobilise une question modalisée ouverte demandant aux omnipraticiens d’indiquer leurs intentions, dans l’ordre de priorité, en cas d’augmentation de 5€ du tarif conventionnel de la consultation, La question a été recodée a posteriori (voir annexe, Q39). - Enfin, le dernier ensemble mesure l’implication effective des médecins aux dispositifs collectifs facultatifs tels que la permanence des soins ou la participation à des sociétés savantes (Q26 : "Avez-vous personnellement des engagements professionnels de type syndical, ordinal ou associatif ?" ; Q27 : "Participez-vous à un groupe de pairs ?"). Les variables utilisées dans la construction n’étant exprimées dans les mêmes unités, elles ont été normalisées ou redimensionnées afin que leurs niveaux respectifs soient compris entre 0 (minimum) et 1 (maximum). Pour chaque ensemble l (l = 1,…5) de variables, un indice synthétique a été construit : En notant 𝑖 = 1, … . 𝑛 les médecins considérés ; 𝑗 = 1, … . 𝑘 les variables d'un même ensemble et 𝑐!" la valeur de la variable 𝑗 pour le médecin 𝑖. 𝑐!" atteint son maximum lorsque le médecin 𝑖 a un degré d'adhésion maximal pour 𝑗 et son niveau minimal dans le cas où le médecin i a le degré d'adhésion minimal 𝑗. Chaque indice est alors calculé par la moyenne des valeurs 𝑐!" de ses variables : ! 𝑐!" 𝑖𝑛𝑑𝑖𝑐𝑒! = (𝑙 = 1, … 5) 𝑘 Les variables étant été normées, l'indice lui-même est compris entre 0 (niveau minimum d'adhésion) et 1 (niveau maximum) : 𝑐!" ∈ 0,1 ⇒ 𝑖𝑛𝑑𝑖𝑐𝑒! ∈ 0,1 L’indice H s’écrit alors comme la moyenne pondérée des 5 indices : ! 𝐻= 𝑝! . 𝑖𝑛𝑑𝑖𝑐𝑒! ; 𝐻 ∈ 0,1 !!! La question du choix du jeu de pondération 𝑝! 𝑎𝑣𝑒𝑐 𝑙 = 1, … 5 est alors posée. Deux jeux de pondération 𝐽! et 𝐽! ont été sélectionnés. Le premier valorise les actes plutôt que les déclarations des omnipraticiens en surpondérant le premier ensemble de variables, c'est-à-dire la participation effective des praticiens aux dispositifs existants. Dans le second jeu, les pondérations sont réparties uniformément sur tous les ensembles de caractéristiques : 9 𝐽! : ! ! ! ! ! et 𝐽! : ; ; ; ; !" !" !" !" !" ! ! ! ! ! ; ; ; ; ! ! ! ! ! Le changement de jeu de pondérations influence la distribution de fréquence des médecins sur l’indice H (Graphique 1). La comparaison des résultats obtenus une différence significative entre les deux systèmes de pondération pour l’intervalle central ]0,4 ;0,5] de H. Ceci plaide en faveur d’un biais de déclaration des médecins de l’échantillon. Cependant, la difficulté qu’il y aurait à justifier un jeu de pondération spécifique a priori nous à mener à effectuer les calculs avec le jeu 𝐽! , c’est-à-dire une répartition uniforme des pondérations. Graphique 1. Distributions de fréquence des médecins sur H en fonction du jeu de pondération Jeux de pondéra9ons : J1 % de médecins 50% 41% 40% 30% 20% J2 32% 21% 20% 20% 17% 13% 16% 10% ]0,3 ; 0,4] ]0,4 ; 0,5] ]0,5 ; 0,6] Valeurs de l'indice H ]0,6 ; 1] 11% 10% 0% ]0 ; 0,3] À l’instar de l’indicateur H, L’indicateur M mesurant le degré de motivations intrinsèques/extrinsèque à adhérer aux politiques de santé est aussi construit comme une moyenne pondérée. Les 13 variables prises en compte pour construire cet indicateur (cf. tableau 2) n’ont cependant pas été partitionnées en ensembles. La méthode utilisée a consisté dans un premier temps à évaluer la nature intrinsèque ou extrinsèque des modalités de chaque variable à partir de la littérature. Dans un deuxième temps, chaque valeur 𝑐!" a été normalisée afin d’atteindre sa valeur maximale (égale à 1) lorsque la réponse du médecin 𝑖 correspond à une motivation purement intrinsèque et sa valeur minimale (égale à 0) lorsque la réponse est exclusivement extrinsèque. Tableau 2. Variable retenues pour l’indicateur de motivation et nature intrinsèque (MI) ou extrinsèque (ME) des modalités Variables Type de quartier Nombre moyen de visites par jour Actes gratuits Modalités Urbain résidentiel Urbain intermédiaire urbain populaire milieu semi-rural Rural 0 1 2à3 4à5 6à7 8à9 10 et plus Non 10 Nature et valeur attribuée (MI=1, ME=0) ME 0 MI/ME 0,5 MI 1 MI/ME 0.5 MI 1 ME 0 | 0.1 | 0.2 ME/MI 0.4 | 0.6 | 0.8 MI 1 ME 0 Nombre de semaines de vacances dans l’année Permanence des soins : gardes de nuit ou le Week-end Maître de stage ou enseignant à la faculté Dépassements d’honoraires Dans quelle mesure la manière de travailler est affectée par les données suivantes ? Pouvez-vous nous indiquer votre degré d’accord avec les affirmations suivantes Oui >5 < 5 mais dépassements d’honoraires systématiques < 5 mais durée de consultation < 10 mn <5 Non Oui MI ME ME ME MI ME MI 1 0 0 0 1 0 1 Non Oui ME MI 0 1 Non Oui - l’amélioration de la couverture maladie des populations bénéficiaires de la CMU (noté de 0 à 5) MI ME note 0:ME note 5:MI 1 0 note 0 : 0 note 5 : 1 - sollicitations des laboratoires pharmaceutiques (noté de 0 à 5) - la valorisation de l’acte médical passe nécessairement par le paiement direct du patient au médecin (noté de 0 à 5) - le tarif de la consultation prévu par la convention médicale est indigne par rapport au coût d’autres consommations de services (noté de 0 à 5) - il faudrait dégager le plus possible l’exercice de la médecine et le rapport au patient des questions d’argent (noté de 0 à 5) - il n’est pas possible pour un médecin de pratiquer des variations d’honoraires de manière éthique (noté de 0 à 5) note 0:MI note 5:ME note 0:MI note 5:ME note 0 : 1 note 5 : 0 note 0 : 1 note 5 : 0 note 0:MI note 5:ME note 0 : 1 note 5 : 0 note 0:ME note 5:MI note 0 : 0 note 5 : 1 note 0:ME note 5:MI note 0 : 0 note 5 : 1 L’indicateur M est donc calculé par : !" 𝑀 = 𝑝! 𝑐!" !!! 3. Résultats et discussion De façon générale, l’échantillon est assez homogène autour des deux indicateurs. l’indicateur H montre un degré d’adhésion moyen légèrement en dessous de la moyenne (0.40), ce qui confirme le résultat d’Aulagnier et al. (2007). De son côté, l’indicateur de motivation M, dont la moyenne est à 0,44 montre une sensibilité légèrement plus forte aux motivations extrinsèques. Ce résultat ne suffit cependant pas à confirmer ou infirmer le crowding-out effect. La dispersion autour des moyennes est comparable pour les deux indicateurs (cf. graphique 2). Aucun médecin généraliste ne se caractérise par une adhésion totale ou nulle à la politique de santé. De même aucun ne présente de motivations exclusivement intrinsèques ou extrinsèques. Il est cependant à noter que les extrêmes montrent un profil identique. En ce qui concerne l’indicateur H, alors que seulement 13 % des praticiens ont un degré d’adhésion très élevé à la politique de santé (H entre 0,6 et 1), ils sont beaucoup plus nombreux (23 %) à s’en désintéresser (H entre 0 et 0,3). De même, le nombre de médecins principalement motivés intrinsèquement à des actions de politique publique (M entre 0,6 et 1) ne sont que 11 % alors que le nombre de praticiens fortement motivés extrinsèquement (M entre 0 et 0,3) est de 18 %. Une étude plus fine, croisant les deux indicateurs est nécessaire pour conclure en faveur d’un effet 11 d’aubaine, où une part non négligeable de médecins profiteraient des incitations financières sans véritablement jouer le jeu de la politique publique. Graphique 2. Répartition des omnipraticiens sur les indicateurs H et M 35% % du nombre de médecins 30% 25% 20% 15% 10% 5% 0% indicateur H indicateur M Une troisième étape de l’analyse, consiste à identifier un dernier ensemble de variables permettant, pour certaines, de contrôler les caractéristiques observables (effets d’âge, effet de génération, …) et, pour d’autres, d’affiner les résultats (par secteur d’activité, par zone d’exercice, …). Le traitement économétrique sur ces variables qualitatives consiste alors, dans première étape, à mesurer le niveau d’homogénéité (ou d’hétérogénéité) de l’adhésion et des motivations en fonction des variables de contrôle. Puis il consistera à mesurer l’influence des variables exprimant les motivations (intrinsèques et extrinsèques) sur l’indicateur de degré d’adhésion aux dispositifs de politique de santé. Si ce travail en est à ses débuts, il a été partiellement réalisé. Concernant l’âge, le travail antérieur de (Videau, Ventelou, Combes, Verger, Paraponaris, 2007) avait distingué un âge critique de 53 ans à partir duquel le taux d’adhésion aux politiques de santé augmentait. Cette distinction n’apparaît pas aussi clairement dans notre étude. Le degré d’adhésion des médecins généralistes à la politique de santé n’est pas significativement différent (au risque de 1 %) entre les plus de 54 ans et les moins de 54 ans. Toutefois l’hypothèse d’une différence de comportement est envisageable au risque de 5 %. La valeur moyenne de H est, pour les deux catégories, autour de 0,4. C'est-à-dire un degré d’adhésion plutôt faible, ce qui va dans le même sens que d'autres travaux (Aulagnier, Videau, Combes, Sebbah, Paraponaris, Verger, Ventelou, 2007). S’il n’y a pas d’âge critique permettant de séparer la population de médecins en deux populations différentes au regard de l’indicateur H, est-il possible de distinguer une évolution des comportements en fonction de l’âge ? Les tests systématiques sur les tranches d’âge montrent que, globalement, cette évolution n’est pas observable. Cependant, le comportement de la tranche d’âge allant de 50 à 60 ans est très significativement différent de celui des plus jeunes (30-40 et 40-50 ans) et faiblement différent (au risque de 5 % seulement) des plus âgés (plus de 60 ans). Les 50-60 ans adhèrent en effet significativement moins à la politique de santé que les autres tranches (H = 0,39 pour cette tranche d’âge contre 0,43 à 0,45 pour les autres tranches), la différence est plus marquée avec les médecins généralistes plus jeunes qu’avec les 12 omnipraticiens plus âgés. Cette tranche des 50-60 ans est celle des derniers médecins à avoir eu le choix de leur secteur tarifaire. Graphique 3. Histogrammes de l'indicateur selon l'âge Agetr=1 : 30-40 ans ; Agetr=2 : 40-50 ans ; Agetr=3 : 50-60 ans ; Agetr=4 : plus de 60 ans Le genre est aussi souvent, dans la littérature, une variable discriminante des comportements des médecins (Beck, Daughtridge, Sloane, 2002 ; Henderson, Weisman, 2001 ; Roter, Hall, Aoki, 2002). Il est donc légitime de poser la question si les médecins généralistes adhèrent selon leur genre aux dispositifs de politique de santé de manière différente ? L'indicateur H est, dans notre échantillon, de 0,4 pour les femmes et de 0,42 pour les hommes. Les valeurs sont proches, mais la distribution est significativement différente. L'étude des distributions de fréquence (Graphique 4) met en évidence une valeur modale très importante (près de 35% des femmes ont un indicateur H compris entre 0,3 et 0,35). On ne retrouve pas cette spécificité chez les hommes. Graphique 4. Histogrammes de l’indicateur selon le genre 13 Enfin, le secteur tarifaire constitue aussi un point de clivage fréquemment observé des comportements des médecins (Abecassis, Domin, 2011a). Le secteur n’est pourtant pas clivant en ce qui concerne l’adhésion des médecins à la politique de santé. Les deux secteurs tarifaires présentent des valeurs assez proches (H=0,42 pour le secteur 1 et H=0,4 pour le secteur 2). En revanche, malgré la faible différence en moyenne, les tests de Kolmogorov-Smirnov et de Küiper concluent à des distributions de fréquence significativement différentes. Ainsi, dans le secteur 1, la distribution de fréquence est assez plate dans les valeurs moyennes (H=0,2 à H=0,5 à l’exception de la valeur modale (entre H=0,3 et H=0,35) qui apparaît assez élevée (28 % des médecins de ce secteur). A contrario, dans le secteur 2, si l’intervalle ]0,3 ; 0,35] est aussi modal (23 %), l’intervalle ]0,45 ; 0,5] est presque aussi important (20 %). Graphique 5. Histogrammes de l'indicateur selon le secteur Pour affiner l’analyse en terme de secteurs, l’étude distingue trois types de praticiens: les médecins en secteur 2 (cas 1), les médecins ayant eu la possibilité de passer en secteur 2 et ayant décidé de rester en secteur 1 (cas 2) et ceux n’ayant pas eu la possibilité de passer en secteur 2 (cas 3)1. Dans l’échantillon étudié, 50,1 % des praticiens exerçant en secteur 1 ont eu la possibilité de passer en secteur 2 parmi lesquels 19,1 % l’ont fait et 31 % ne l’ont pas fait. La distinction par cas semble montrer une distribution des comportements assez similaire entre les cas 1 (H=0,39) et cas 3 (H=0,41) et une distribution très différente pour le cas 2 (H=0,43). Dans ce dernier cas, 1/3 des médecins ont un indice H compris entre 0,2 et 0, et la moitié entre 0,2 et 0,35. On retrouve ici la spécificité de ce groupe de praticiens, pénalisés par la convention de 1990, qui ont des comportements tarifaires différents des autres (Abecassis, Domin, 2011b). 1 La négociation de la convention de 1990 se fait dans un contexte particulier. La tutelle entend favoriser la maîtrise des dépenses de santé alors que celle-ci suscite la méfiance des acteurs paritaires (Hassenteufel, 1997a). Un premier accord-cadre est signé le 7 juillet 1989 entre la CNAMts et deux organisations (CSMF, FMF). Mais, le développement d’un discours contestataire, en l’occurrence celui du Syndicat de la médecine libérale (SML), radicalise les positions des deux premières organisations et les incite à se retirer des négociations et à dénoncer l’accord. Un accord est finalement signé entre la CNAMts et la FMF. Il gèle l'accès au secteur 2 seulement pour les médecins généralistes et autorise les praticiens qui avaient préalablement choisi le secteur à honoraires libres à revenir sur leur décision (Dubouis, 1990). 14 Graphique 6. Histogrammes de l'indicateur selon le secteur Conclusion Ce travail avait pour objectif d’analyser le degré d’adhésion des médecins généralistes aux dispositifs de politique de santé et d’en déterminer la nature. Le premier objectif a été atteint. Les résultats montrent que les médecins généralistes adhèrent de façon mitigée à la politique économique de santé. Si 13 % de l'effectif adhère massivement à la politique de santé, 23 % s'en désintéresse fortement. Le travail met également en évidence un désintéressement important de la génération des 50-60 ans. Cette dernière a connu les premiers balbutiements de la politique économique de santé (mise en place et développement des RMO, ACBUS, …) et s'est sentie trahie par les mesures qu'elle avait contribué à mettre en place (Mossé, 1998). L'empilement des mesures a contribué à ce désintéressement. En revanche, à ce stade, l’indicateur de motivation (M), dont la moyenne est à 0,44, montre une sensibilité légèrement plus forte des omnipraticiens aux motivations extrinsèques. Le nombre de médecins fortement motivés intrinsèquement à des actions de politique publique (M entre 0,6 et 1) ne sont que 11 % alors que le nombre de praticiens fortement motivés extrinsèquement (M entre 0 et 0,3) est de 18 %. Mais, le travail sur cet indicateur doit être poursuivi pour confirmer ou infirmer l'hypothèse d'un crowding out effect. Il faudrait notamment déterminer plus finement le profil de ces deux catégories. Bibliographie Abecassis P., Domin J.-P. [2011a], « Comment les omnipraticiens expliquent-ils leurs pratiques tarifaires : quelques paradoxes de la politique de santé », Politiques et management public, volume 28, n° 1, p. 27-55. Abecassis P., Domin J.-P. [2009], « L'évolution des conventions médicales à travers leur discours. Les maux de la politique économique de santé », in Barnay T., Legendre F. (Éds), Emploi et politiques sociales. Tome 1 : défis et avenirs de la protection sociale., Éditions de L'Harmattan, Paris, p. 71-84. 15 Abecassis P., Domin J.-P. [2011b], « La justification du dépassement d'honoraire chez les omnipraticiens : une réponse rationnelle à une politique de santé irrationnelle ? », Économies et Sociétés, Série EGS, n°, p. à paraître. Ammi M., Béjean S. [2010], « Les incitations à la prévention peuvent-elle être efficace en médecine libérale ? », Journal d'économie médicale, volume 28, n° 1, p. 3-17. Arrow K. J. [1972], « Gifts and exchanges », Philosophy and public affairs, volume 1, n° 4, p. 343-362. Arrow K. J. [1963], « Uncertainty and the welfare economics of medical care », American economic review, volume 53, n° 5, p. 941-973. Attal-Toubert K., Vanderschelden M. [2009], « La démographie médicale à l'horizon 2030 : de nouvelles projections nationales et régionales », Études et résultats, n° 679. Audric S. [2004], « L'exercice en groupe des médecins libéraux », Études et résultats, n° 314. Aulagnier M., Videau Y., Combes J.-B., Sebbah R., Paraponaris A., Verger P., Ventelou B. [2007], « Pratiques des médecins généralistes en matière de prévention : les enseignements d'un panel de médecins généralistes en Provence-Alpes-Côtes d'Azur », Pratiques et organisations des soins, volume 38, n° 4, p. 259-268. Bachimont J., Cogneau J., Letourmy A. [2006], « Pourquoi les médecins généralistes n'observent-ils pas les recommandations de bonnes pratiques cliniques ? L'exemple du diabète de type 2 », Sciences sociales et santé, volume 24, n° 2, p. 75-103. Batifoulier P., Domin J.-P., Gadreau M. [2007], « Chapitre introductif. Politique de santé : la grande transformation », Économie appliquée, volume 60, n° 1, p. 5-36. Batifoulier P., Gadreau M., Vacarie I. [2008], La gouvernance de l'assurance maladie : l'orientation marchande et ses paradoxes, DREES-MIRE, Paris. Beck R. S., Daughtridge R., Sloane P. D. [2002], « Physician-patient communication in the primary care office: a systematic review », J Am Board Fam Pract, volume 15, n° 1, p. 25-38. Béjean S., Peyron C., Urbinelli R. [2002], Comportement et activité des médecins libéraux : une approche conventionnaliste, DREES-MIRE, Paris. Blomqvist A. [1991], « The doctor as double agent: Information asymmetry, health insurance, and medical care », Journal of Health economics, volume 10, n° 4, p. 411432. Bloy G. [2005], « Savoirs professionnels en médecine générale : le cas du stage chez le praticien », Revue française des affaires sociales, volume 59, n° 1, p. 103-125. Bloy G. [2004], Socialisation et transmission professionnelles en médecine générale : étude sociologique du stage chez le praticien, DREES-MIRE, Paris. Bras P.-L. [2008], « Organisations des soins et régulation des dépenses ambulatoires : le rôle des syndicats médicaux », Sève, Les Tribunes de la santé, n° 18, p. 47-56. Breuil-Genier P., Goffette C. [2006], « La durée des séances des médecins généralistes », Études et résultats, n° 481. Calder B. J., Staw B. M. [1975], « Self-perception of intrinsic and extrinsic motivation », Journal of personality and social psychology, volume 31, n° 4, p. 599-605. Deci E. [1971], « Effects of externally mediated rewards on intrinsic motivation », Journal of personality and social psychology, volume 18, n° 1, p. 105-115. Deci E. L., Ryan R. M. [1985], Intrinsic motivation and self-determination in human behavior, Plenum Press, New York. Dubouis L. [1990], « La cinquième convention nationale médicale : la crise du système conventionnel », Revue de droit sanitaire et social, volume 26, n° 2, p. 310-317. Dupeyroux J.-J., Borgetto M., Lafore R., Rolande R. [2001], Droit de la Sécurité sociale, Dalloz, Paris. 16 Ferrand-Nagel S. [1994], « L'État et le système de santé : les conventions médicales », in Bellon B., Caire G., Cartelier L., Faugère J.-P., Voisin C. (Éds), L'État et le marché, Économica, Paris, p. 172-182. Frey B. S. [1997], « On the relationship between intrinsic and extrinsic work motivation », International Journal of industrial organization, volume 15, n° 1, p. 427-439. Gautié J. [2007], « L'économie à ses frontières (sociologie, psychologie). Quelques pistes », Revue économique, volume 58, n° 4, p. 927-939. Gneezy U., Rustichini A. [2000], « Pay enough or don't pay at all », Quartely Journal of Economics, volume 115, n° 3, p. 791-810. Hassenteufel P. [1997a], « Le "plan Juppé" : fin ou renouveau d'une régulation paritaire de l'assurance maladie ? », Revue de l'IRES, n° 24, p. 175-189. Hassenteufel P. [1997b], Les médecins face à l'État. Une comparaison européenne, Presses de la FNSP, Paris. Hassenteufel P. [2008], « Syndicalisme et médecine libérale : le poids de l'histoire », Sève, Les Tribunes de la santé, n° 18, p. 21-28. Henderson J. T., Weisman C. S. [2001], « Physician gender effects on preventive screening and counseling: an analysis of male and female patients' health care experiences », Med Care, volume 39, n° 12, p. 1281-1292. Herzlich C., Bungener M., Paicheler G., Rousin P., Zuber M. C. [1993], Cinquante ans d’exercice de la médecine en France : carrières et pratiques des médecins français (1930-1980), INSERM-Doin, Paris. Khalil E. L. [2004], « What is altruism ? », Journal of economic psychology, volume 25, n° 1, p. 97-123. Letourmy A. [1995], « Les formes économiques de la régulation des dépenses de santé en France : le gaspillage négocié », Revue française d'administration publique, n° 76, p. 575-584. Moisdon J.-C. [2010], « L'évaluation du changement organisationnel par l'approche de la recherche intervention. L'exemple des impacts de la t2a », Revue française des affaires sociales, volume 64, n° 1-2, p. 213-226. Mossé P. [1998], « La rationalisation des pratiques médicales entre efficacité et effectivité », Sciences sociales et santé, volume 16, n° 4, p. 35-58. Mougeot M. [1999], Régulation du système de santé. Rapport au Conseil d'analyse économique, La Documentation française, Paris. Narcy M. [2007], Motivation intrinsèque et équité salariale : une comparaison entre le secteur associatif et le secteur privé. Thèse de sciences économiques, Université Paris 2, Paris. Pierru F. [2007], « Un mythe bien fondé : le lobby des professions de santé à l'Assemblée nationale », Sève, Les Tribunes de la santé, n° 14, p. 73-83. Régereau M. [2005], « La politique conventionnelle : ses ambitions et ses limites », Revue française d'administration publique, n° 113, p. 75-82. Richardson J. [1981], « the inducement hypothesis : that doctors generate demand for their own services », in Van der Gaag J., Perlman M. (Éds), Health, economics and Health economics, North Holland, Amterdam, p. 189-214. Roter D. L., Hall J. A., Aoki Y. [2002], « Physician gender effects in medical communication: a meta-analytic review », JAMA, volume 288, n° 6, p. 756-764. Samson A.-L. [2009], « Faut-il remettre en cause le paiement à l'acte des médecins ? », Regards croisés sur l'économie, n° 5, p. 144-158. Solow R. S. [1971], « Blood and Thunder », Yale law journal, volume 80, n° 2, p. 170183. Stasse F. [1999], « Les acteurs de la politiques de santé », Pouvoirs. Revue française d'études constitutionnelles et politiques, n° 89, p. 65-78. Titmuss R. M. [1970], The gift relationship, Allen and Unwin, Londres. 17 Ventelou B., Paraponaris A., Sebbah R., Aulagnier M., Protopescu C., Gourheux J.-C., Verger P. [2005], « Un observatoire des pratiques en médecine générale : l'expérience menée en PACA », Revue française des affaires sociales, volume 59, n° 1, p. 127-160. Ventelou B., Rolland S. [2009], « Évaluation de l'implication des médecins généralistes libéraux dans le bon usage des médicaments », Santé publique, volume 21, n° 2, p. 129138. Videau Y., Batifoulier P., Arrighi Y., Gadreau M., Ventelou B. [2010], « Le cycle de vie des motivations professionnelles en médecine générale: une étude dans le champ de la prévention », Revue d'épidémiologie et de santé publique, volume 58, n° 5, p. 301311. Videau Y., Ventelou B., Combes J.-B., Verger P., Paraponaris A. [2007], « Les médecins généralistes face aux réformes. Les réactions du panel de médecins libéraux de la région PACA », Médecine/Sciences, volume 23, n° 5, p. 538-544. Volovitch P. [2006], « Quelle utilisation de l’économie dans le champ de l’assurance maladie ? », Revue de l'IRES, n° 51, p. 33-54. Annexe Questions/Variables retenues pour l’étude Type Questions M* 1. Genre CM 2. âge CM 3. ancienneté (Vous êtes installé depuis :) M 4. zone d’activité CM 5. nombre moyen de consultations par jour Modalités (après traitement) Femme ; Homme 30 à 45 ans ; 46 à 50 ; 51 à 55 ; 56 ans et + 0 à 15 ans ; 16 à 25 ans ; + de 25 ans Quartier urbain résidentiel ; urbain intermédiaire ; urbain populaire ; milieu semi-rural ; rural - de 15 consultations par jour ; de 14 à 19 ; de 20 à 24 ; de 25 à 29 ; + de 30 aucune visite par jour ; 1 ; 2 ; 3 à 4 ; 5 visites et + CM 6. nombre moyen de visites par jour 7. nombre de semaines au cours de l’année CM 0 à 10 écoulée 8. Permanence des soins : gardes de nuit ou M Oui ; Non le Week-end M 9. Activité syndicale, ordinale ou associative Oui ; Non M 10. Participation à un groupe de pairs Oui ; Non M 11. Activité d’enseignement Oui ; Non M 12. Utilisation de la télétransmission Oui ; Non M 14. A été médecin référent Oui ; Non O 15. Opinion sur le dispositif « Médecin référent » M 16. Secteur tarifaire Exercice en secteur 1 ; en secteur 2 M 17. Actes gratuits ? Oui ; Non 18. Si vous n'effectuez pas d'actes gratuits, M Oui ; Non en avez-vous fait dans le passé ? O 19. Pour quelle(s) raisons ? 20. Si vous effectuez des actes gratuits, - de 5 actes gratuits au cours du mois dernier ; de 5 CM combien estimez-vous en avoir fait dans le à 9 ; de 10 à 14 ; de 15 à 24 ; 25 et + mois écoulé ? O 21. Pour quels motifs [Effectuez-vous des actes gratuits] ? 22. Avez-vous l’impression de faire plus ou M moins fréquemment [d'actes gratuits] ces inchangé ; + fréquemment ; - fréquemment dernières années ? M 23. Pratique des dépassements d’honoraires Oui ; Non 24. Avez-vous l’impression d’en pratiquer M plus ou moins fréquemment ces dernières - fréquemment ; inchangé ; + fréquemment années ? 25. Que pensez-vous de la possibilité de dépassement en cas d’appel en visite sans motif médical O valable ? O 26. Comment utilisez-vous personnellement la possibilité de dépassement en cas d’appel en visite 18 sans motif médical valable ? 27. Si demain intervenait une augmentation sensible du C (5€ par exemple) vous pensez que cela vous permettrait en priorité de (5 réponses possibles) : a. Passer moins de temps au cabinet ; b. Consacrer plus de temps à chaque patient ; c. Faire moins d'actes ; d. Faire plus d'actes gratuits ; Mm e. Passer plus de temps à se former ; f. Amélioration des conditions de travail ; g. Amélioration du niveau de vie ; h. Modifier son activité ; i. Obtenir plus de reconnaissance ; j. Autre ; k. Cela ne change rien. 28. Degré d’accord avec les affirmations suivantes (chaque affirmation est notée de 1 à 5) a. La valorisation de l'acte médical passe nécessairement par le paiement direct du patient au médecin ; b. Les délassements d'honoraires opèrent une sélection socio-économique de la clientèle ; c. Le tarif de la consultation prévu par la convention médicale est indigne par rapport au coût d'autres consommations de service ; d. En médecine libérale, la soumission à la demande des patients est source de dépenses non justifiées ; e. Il faudrait dégager le plus possible l'exercice de la médecine et le rapport au patient des M questions d'argent ; f. Il n'est pas normal de relever le tarif conventionné sans engagement des médecins sur la qualité et la formation ; g. Les médecins libéraux sont des salariés déguisés de l'assurance maladie ; h. Le paiement à l'acte fait partie de la relation thérapeutique ; i. La croissance non contrôlée des dépenses de santé est un vrai problème économique et politique dans un système de solidarité les finançant par cotisation sociale ; j. Il n'est pas possible pour un médecin de pratiquer des variations d'honoraires de manière éthique ; * M : variable modale ; Mm Variable à choix multiple ; CM ; variable continue modalisée ; O : variable textuelle 19
