Cadre théorique

9La littérature théorique s’intéressant à la prise en charge de la perte d’autonomie des personnes âgées peut être scindée en deux grandes catégories de modèles : celle considérant une fonction d’utilité collective de la famille où le pouvoir de négociation de chaque individu de la famille est représenté par le poids de l’utilité de l’individu dans la fonction d’utilité de la famille (Gramain et al. [2005] ; Hoerger, Picone et Sloan [1996] ; Kotlikoff et Morris [1990]) et celle considérant des décisions séparées et reposant sur des modèles de théorie des jeux (Byrne et al. [2009] ; Checkovich et Stern [2002] ; Fontaine, Gramain et Wittwer [2008] ; Hiedemann et Stern [1999] ; Pezzin, Pollak et Schone [2006] ; Pezzin et Schone [1997], [1999] ; Sloan, Picone et Hoerger [1997] ; Stern et Engers [2002]). Ces derniers modèles sont qualifiés de non coopératifs : chaque individu maximise son utilité en prenant comme donnée la décision des autres (l’offre des aidants informels notamment). Les approches de Byrne et al. [2009] et de Checkovich et Stern [2002] considèrent que chaque aidant potentiel (les enfants) contribue en connaissant la contribution des autres aidants potentiels. En supposant une décroissance de la productivité marginale totale de l’aide (plus il y a d’aide apportée par tous les aidants, plus le surplus de soins est faible), alors l’implication d’un aidant affecte celle des autres dans l’aide totale procurée ou dans la répartition selon le type d’aide (ménage, toilette, etc.). Par ailleurs, on peut supposer que l’activité d’aide d’un aidant affecte celle des autres aidants par altruisme (culpabilité à laisser l’autre aidant s’occuper de tout). Les modèles de Fontaine, Gramain et Wittwer [2008], Hiedemann et Stern [1999], Pezzin, Pollak et Schone [2006] et Stern et Engers [2002] introduisent une dimension normative à la production d’aide en considérant notamment que l’implication sera différente selon le sexe ou l’âge des enfants par exemple. Ce cadre non coopératif apparaît plus conforme à la réalité qu’un cadre coopératif puisque les aidants de l’entourage peuvent avoir des préoccupations déconnectées de celles des personnes qu’ils aident (travail, famille), mais aussi des intérêts parfois opposés entre eux (héritage, dons, garde de leurs enfants, etc.). Ce cadre est validé empiriquement par Checkovich et Stern [2002] et par Knoef et Kooreman [2011] en Europe. Nous décidons donc de développer un modèle non coopératif dans lequel le senior choisit un mode de prise en charge compte tenu de ce qui lui est proposé et des ressources dont il dispose. Nous considérons une personne âgée dépendante notée s. Elle peut soit vivre en établissement (care arrangement, CA = 1), soit vivre à domicile avec à la fois de l’aide de l’entourage (enfant ou conjoint) et de l’aide professionnelle (CA = 2), soit uniquement avec de l’aide de l’entourage (CA = 3), soit uniquement de l’aide d’un professionnel (CA = 4), soit sans aide (CA = 5). Chaque alternative est associée à une utilité et à une contrainte budgétaire. La fonction d’utilité du senior s dépend de sa consommation de biens C, de son mode de prise en charge CA et de son état de santé H :

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11Le bien-être lié au mode de prise en charge du senior est défini par une fonction notée CA. Il est déterminé par son lieu d’habitation : I_s = 1 si l’individu s réside en établissement, I_s = 0 s’il réside à domicile. Dans ce dernier cas, son bien-être dépend de sa consommation d’aide informelle AI_s et d’aide formelle AF_s. Nous avons donc une fonction de bien-être liée au type de prise en charge égale à :

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13où μ^H_s représente les préférences relatives de la personne s pour l’institution conditionnellement à son état de santé (H_s). Nous supposons qu’un individu très dépendant a une préférence plus élevée pour l’institution qu’un individu peu dépendant. La fonction F^H_s(AI_s ; AF_s) représente les préférences du senior pour les configurations d’aide à domicile (formelle seule, informelle seule, les deux, ou aucune) conditionnellement à son état de santé (H_s). Le senior maximise son utilité par rapport à chaque composante de la fonction d’utilité et compte tenu de sa contrainte budgétaire, qui est de la forme suivante s’il choisit une prise en charge à domicile :

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15où R_s est le revenu du senior et S la subvention qu’il peut recevoir s’il recourt à une aide formelle [4]. Cette dernière dépend de l’état de santé H_s du senior (l’APA et l’action sociale des caisses de retraite sont attribuées en fonction de l’état de dépendance de la personne), de son revenu indirectement via un taux de participation t^dom(R_s) [5], de sa consommation d’aide formelle et du prix appliqué par le département pour valoriser l’aide formelle p^theo. Il s’agit du prix utilisé par le département pour estimer le montant d’aide versé aux personnes bénéficiaires de l’APA. Ce prix théorique n’est pas forcément celui pratiqué par le professionnel (p^AF). On appelle ce prix le « tarif de solvabilisation ». Pour respecter le cadre légal français, nous avons indiqué que le montant de subvention dépend du minimum entre l’aide formelle consommée (AF_s) et l’aide formelle théorique (AF^theo_s(H_s)). En effet, une équipe médico-sociale évalue les besoins de la personne âgée et lui attribue un GIR (groupe iso-ressources). Ce GIR permet de donner un nombre d’heures d’aide théorique auquel a droit la personne. Les heures qu’elle consomme au-dessus de ce nombre ne sont pas subventionnées. Le produit de ce nombre d’heures d’aide et du tarif de solvabilisation définit le montant total auquel a droit la personne et sur lequel le ticket modérateur est appliqué. L’ensemble des ressources servent à payer la consommation de biens C_s, la consommation d’aide humaine formelle (p^AFAF_s) et la consommation d’aide humaine informelle (wAI_s). Bien que, dans les faits, l’aide informelle soit souvent gratuite, nous pouvons considérer qu’elle constitue un coût d’opportunité du temps évalué par le salaire horaire de l’aidant (w) qu’il a perdu en aidant AI_s heures. À domicile, nous obtenons les contraintes budgétaires suivantes pour chaque configuration d’aide :

• Si CA = 2 :

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• Si CA = 3 :

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• Si CA = 4 :

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• Si CA = 5 :

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23En institution (CA = 1), la contrainte budgétaire est la suivante :

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25La subvention que la personne âgée peut recevoir en institution dépend de son état de santé (l’APA est attribuée en fonction de l’état de dépendance de la personne) et de son revenu indirectement via un taux de participation t^inst(R_s) [6]. Nous supposons que la personne âgée évalue l’utilité maximale qu’elle pourrait retirer dans chacun des modes de prise en charge tout en respectant sa contrainte budgétaire. Ainsi, elle détermine sa consommation de biens, le fait d’aller en institution ou à domicile et, dans ce cas, sa consommation d’heures d’aide formelle et informelle qui rendent maximale l’utilité de chaque mode de prise en charge. Finalement, la configuration d’aide choisie est celle lui procurant la plus grande utilité.

26Les utilités retirées de chaque mode de prise en charge dépendent de deux types de variables : des variables qui sont spécifiques à un mode de prise en charge (exemple : le coût et la subvention de la prise en charge qui dépendent du lieu et de qui prend en charge la perte d’autonomie) et des variables qui sont spécifiques à l’individu âgé (Z) (son état de santé ou son revenu par exemple). Le mode de prise en charge CA_i sera choisi si, à contrainte budgétaire saturée :

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28Comme indiqué précédemment, l’offre publique de prise en charge est très régulée, l’ajustement par les prix et la création de lits ou de services d’aides supplémentaires sont donc limités et prennent du temps. Ainsi, même si un individu préfère choisir un mode de prise en charge particulier mais que l’offre est insuffisante, il se rabattra sur un autre mode de prise en charge.

29En définitive, nous nous attendons donc à ce que le recours aux établissements d’hébergement pour personnes âgées augmente avec les subventions reçues et l’état de santé via un effet direct du risque d’entrer en institution et via un effet indirect à travers les subventions et les préférences. Le recours aux établissements devrait diminuer avec le coût relatif de ce mode de prise en charge par rapport aux autres modes. L’effet du revenu est indéterminé, car un revenu plus élevé élargit la contrainte budgétaire mais conduit aussi à des subventions plus faibles. La disponibilité de l’offre en institution, de l’offre formelle et de l’offre informelle à domicile devrait favoriser le mode de prise en charge concerné, de même que les préférences.

Revue de la littérature empirique

30Le choix des personnes âgées dépendantes pour un mode de prise en charge dépend, comme nous l’avons vu précédemment, de leurs préférences (μ_s), de leurs besoins (H_s), de leurs ressources (R_s), des subventions qu’elles reçoivent (S), du salaire de leurs aidants de l’entourage (w), des prix de la prise en charge à domicile (p^AF) et en établissement (CT^inst(H_s)) et de l’offre formelle (AF_s) et informelle (AI_s) dont elles disposent. Des études se sont intéressées aux disparités de mode de prise en charge entre les pays d’Europe. Ces études révèlent des habitudes de prise en charge différentes : alors que les pays d’Europe du Nord sont majoritairement caractérisés par une prise en charge professionnelle, ceux situés au sud ont plus souvent recours à l’aide familiale et à la recohabitation (Fontaine, Gramain et Wittwer [2007] ; Peyrache et Ogg [2017]). Mönkediek et Bras [2014] construisent des indicateurs de proximité familiale au niveau infranational pour les pays d’Europe et identifient des structures familiales très différentes entre les pays européens et au sein de chaque pays. Ces inégalités territoriales peuvent trouver leur source par des pratiques différentes concernant l’implication de l’entourage. Elles sont aussi visibles en France. Trabut et Gaymu [à paraître] identifient une prise en charge très différenciée selon le territoire. Alors que l’ouest de la France est caractérisé par une prise en charge basée surtout sur des aides professionnelles à domicile comme en établissement, le pourtour de l’Île-de-France se démarque par une forte implication familiale dans le maintien à domicile. Entre ces deux modèles, le Sud-Ouest et le pourtour méditerranéen favorisent un maintien à domicile via les aides publiques, tandis que le Nord et l’Est le favorisent via la mobilisation de la famille. Ces différences de pratique selon le lieu d’habitation peuvent trouver leur source dans des différences de besoin selon les territoires. L’abondante littérature sur la probabilité de vivre en établissement (Billaud et Gramain [2006] ; Gaugler, Pot et Zarit [2007] ; Luppa et al. [2010] ; Metzger et al. [1997]) montre l’importance des caractéristiques individuelles : les limitations fonctionnelles sévères (particulièrement cognitives), l’âge, le fait d’être une femme ou de ne pas avoir de conjoint augmentent la probabilité de vivre en établissement. L’aide formelle et informelle disponible est aussi déterminante dans certaines études. Ettner [1994] n’identifiait pas d’effet de l’aide de l’entourage sur l’entrée en établissement alors que Van Houtven et Norton [2004] trouvaient un effet négatif. Jette, Tennstedt et Crawford [1995] montraient un effet négatif du recours à l’aide professionnelle sur l’entrée en établissement pour les personnes atteintes de limitations cognitives. Le recours à l’institution est ainsi en partie lié à la disponibilité de l’aide de l’entourage et de l’aide formelle, et à son accessibilité. Davey et al. [2006] ont montré qu’il est nécessaire, en Suède, de considérer l’offre à un niveau infranational, car les inégalités territoriales d’offre sont principalement expliquées par des besoins différenciés sur les territoires. Ainsi, en incluant les inégalités de besoins au niveau des communes, les différences d’offre ont tendance à disparaître. Selon Sundström, Malmberg et Johansson [2006], en Suède encore, le besoin d’aide est très variable d’une commune à l’autre, ce qui a des implications différentes en termes de prise en charge par l’entourage et par les services d’aide. Aux États-Unis, Muramatsu et al. [2007] ont montré que les individus n’ayant pas d’enfant et résidant dans des États où la prise en charge publique de l’aide professionnelle à domicile est importante ont un moindre risque d’entrer en établissement. Charles et Sevak [2005] identifient que la probabilité de vivre en établissement est fortement liée à l’offre locale de soins. Cet article est un véritable apport dans la littérature, puisqu’il s’intéresse à la fois au rôle de l’offre en établissement et à domicile, qu’elle soit formelle ou informelle. De plus, nous considérons l’offre de prise en charge de la perte d’autonomie à la fois en reste à charge et en quantité tout en prenant en compte les besoins, ressources et préférences des personnes âgées.

Données

31Nous utilisons les données des enquêtes Capacités, aides et ressources des seniors (CARE). Il s’agit de deux enquêtes jumelles conduites en 2015 pour la partie « ménages », i.e. à domicile (CARE-M), et en 2016 pour la partie « institutions » (CARE-I). Les établissements sélectionnés sont des EHPAD (établissement d’hébergement pour personnes âgées dépendantes), maisons de retraite non EHPAD et unités de soins de longue durée (USLD). Les établissements ont été sélectionnés de sorte à représenter tous les types d’établissement à destination des personnes âgées qu’ils soient privés ou non. Ces deux enquêtes ont interrogé un échantillon représentatif des personnes âgées de 60 ans et plus vivant en France métropolitaine. Elles renseignent sur l’incapacité des personnes, leurs conditions de vie et l’aide qu’elles reçoivent [7]. La non-réponse partielle étant importante, une partie des valeurs manquantes a été imputée par la méthode hot-deck [8]. La proportion de personnes vivant en établissement calculée avec les pondérations des enquêtes (3,9 %) est cohérente avec celle issue du recensement de la population qui inclut des établissements ne relevant pas de notre champ [9] (4,0 %).

32Pour nos analyses, nous sélectionnons les individus dépendants, c’est-à-dire ayant des restrictions dans les activités élémentaires de la vie quotidienne (activities of daily living, ADL) [10], afin de n’étudier que les individus qui ont besoin d’une prise en charge (à domicile ou en établissement) ainsi que ceux ayant au moins un enfant ou un conjoint. Si nous n’avions pas réalisé cette sélection, il y aurait un biais puisque certains individus pourraient choisir entre toutes les alternatives alors que d’autres (ceux n’ayant pas d’aidant potentiel) ne pourraient pas choisir les alternatives à domicile avec aide de l’entourage. Enfin, nous enlevons de notre analyse les individus ne recourant ni à des aidants professionnels ni à des aidants de l’entourage à domicile. Ces individus ont tous un reste à charge nul et une accessibilité à leur offre nulle (cf. infra, partie « Mesures ») ce qui empêche le modèle de converger.

33L’échantillon final est de 5 259 individus âgés de 60 ans ou plus vivant en France métropolitaine : 3 103 individus vivent à domicile et 2 156 individus vivent en établissement (cf. figure 1).

Figure 1

Sélection de l’échantillon

Sélection de l’échantillon

Champ : Individus âgés de 60 ans ou plus, vivant en France métropolitaine.

Méthode

34L’objectif de cet article est de modéliser la demande pour différents modes de prise en charge et d’étudier leur sensibilité à l’offre, en reste à charge et en quantité. Nous ne pouvons pas intégrer le cinquième mode de prise en charge (domicile sans aide humaine) car la variabilité des restes à charge et des quantités est nulle pour les personnes choisissant cette modalité. Nous utilisons une régression Probit multinomial avec des variables explicatives spécifiques aux alternatives de la variable expliquée, ici les modes de prise en charge. Ce type de régression permet de modéliser une variable discrète ayant plusieurs modalités non ordonnées tout en relâchant l’hypothèse d’indépendance des alternatives non pertinentes. En d’autres termes, ce modèle permet que la probabilité de choisir une alternative plutôt qu’une autre dépende des alternatives restantes. Dans notre cadre, cela implique que la probabilité de choisir l’institution plutôt que le domicile avec uniquement de l’aide de l’entourage peut ne pas être indépendante de l’alternative domicile avec uniquement de l’aide professionnelle parce que l’aide de l’entourage à domicile et l’aide professionnelle à domicile sont des modes de prise en charge à domicile. Dans le modèle général, le terme d’erreur a une distribution normale multivariée (hétéroscédastique et corrélée). Comme nous l’avons indiqué dans la deuxième partie, certaines informations s’appliquent uniquement à une alternative. Ainsi l’utilité de l’individu s pour l’alternative CA peut être estimée par :

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36où sont les variables explicatives spécifiques à une alternative et Z_s les variables explicatives spécifiques à l’individu, qui sont identiques quelle que soit l’alternative choisie pour un même individu mais peuvent avoir des effets différents selon le mode de prise en charge . suit une loi normale multivariée de moyenne nulle et de covariance Ω. Le senior choisit l’alternative pour laquelle son utilité est la plus grande. La probabilité de choisir l’alternative 3 est donc :

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38Et les événements et peuvent être corrélés. Dans notre cas, nous considérons qu’il y a deux variables explicatives spécifiques à l’alternative : le reste à charge de la prise en charge  [11] et sa variété et quantité  :

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40Les données que nous utilisons ne nous permettent pas d’estimer l’intégralité du modèle structurel. En effet, les coefficients des quatre régressions ne sont pas tous identifiables de même que les dix (4 × 5/2) éléments de la matrice de variance-covariance. Ainsi, nous devons normaliser notre modèle parce qu’à la fois le niveau et l’échelle de notre variable latente ne sont pas pertinents. Les alternatives que nous proposons peuvent être groupées en deux catégories : domicile et institution. Nous normalisons donc notre niveau en choisissant comme alternative de base la modalité « institution ». Ainsi, nous modélisons la différence entre l’alternative « institution » et les trois autres. Nous avons donc maintenant six éléments de la matrice de variance-covariance à estimer. Ensuite, nous normalisons notre échelle en choisissant l’alternative « aide à domicile avec uniquement aide professionnelle ». Cela implique que la variance de cette alternative est considérée comme constante. Ces normalisations se justifient car nous considérons un modèle de consommation à utilité aléatoire. Comme les utilités sont considérées comme ordinales, ce qui importe concerne l’ordre des utilités retirées pour chaque alternative et non pas leur valeur. Cette modélisation nous permet d’estimer un seul paramètre β₁ et un seul paramètre β₂ identiques pour toutes les alternatives. Ils sont identifiés grâce à la différence de valeur des variables explicatives spécifiques aux alternatives pour un même individu.

Mesures

41Nous souhaitons modéliser les choix de modes de prise en charge des personnes âgées dépendantes. Nous en considérons quatre : vivre en établissement (1), vivre à domicile et recevoir de l’aide de son entourage et d’un professionnel (2), recevoir seulement de l’aide de l’entourage (3) et recevoir seulement de l’aide professionnelle (4). L’aide de l’entourage est uniquement celle reçue pour les activités de la vie quotidienne suivantes : repas, ménage, toilette, médecin, courses, et réalisée soit par un des enfants soit par le conjoint (afin de correspondre à la façon dont nous avons sélectionné notre échantillon).

42Nos variables d’intérêt sont regroupées en deux catégories : celles des variables spécifiques aux alternatives et celles des variables spécifiques à l’individu (Z_s).

Variables spécifiques aux alternatives

43Nous considérons deux variables explicatives spécifiques aux alternatives : le reste à charge de la prise en charge et la quantité d’offre. Le reste à charge mensuel pour chaque mode de prise en charge est estimé par la différence entre le coût total mensuel de la prise en charge et les subventions publiques qui en découlent. Pour l’approcher au mieux, nous utilisons un ensemble de données administratives au niveau départemental et les caractéristiques de l’individu âgé. Le coût total en établissement (CA_s = 1) est évalué en considérant le prix médian par mois d’une chambre seule en hébergement permanent (y compris tarif dépendance d’une personne classée en GIR 5-6) du département (TARHEB_d) auquel on ajoute le surplus de tarif dépendance médian dans le département (source : Portail CNSA au 31 décembre 2016). Ce surplus de tarif dépend du GIR de la personne : ΔGIR12_d si l’individu est en GIR 1 ou 2 ; ΔGIR34_d si l’individu est en GIR 3-4. Nous ne considérons pas le coût du forfait soins qui est pris en charge entièrement par l’assurance maladie. Le coût total à domicile avec de l’aide de l’entourage et de l’aide professionnelle (CA_s = 2) est évalué grâce au nombre d’heures d’aide professionnelle médian par mois selon le GIR estimé par Soullier [2012] [12] valorisé au tarif prestataire de solvabilisation utilisé dans le département : PSOLV_d (source : Drees, Base SolvAPA, base de données sur le fonctionnement et les tarifs de l’APA en 2015) auquel nous ajoutons le nombre médian d’heures d’aide de l’entourage par mois selon le GIR estimé par Soullier [2012] [13] valorisé au salaire horaire moyen dans le département : w_d (source : Insee, DADS, fichier salariés au lieu de résidence en géographie au 1^er janvier 2014). Nous ne considérons pas le coût des infirmiers libéraux et SSIAD (services de soins infirmiers à domicile), car ils sont financés en grande majorité par l’assurance maladie. La prise en charge à domicile avec seulement de l’aide informelle (CA_s = 3) est évaluée grâce au nombre d’heures d’aide (professionnelle et de l’entourage) médian selon le GIR calculé par Soullier [2012] [14] et valorisé au salaire horaire moyen dans le département : w_d (source : Insee, DADS, fichier salariés au lieu de résidence en géographie au 1^er janvier 2014). Cette valorisation de l’aide de l’entourage est importante. Bien que la plupart des personnes dépendantes ne rémunèrent pas l’aide de l’entourage, elles peuvent avoir conscience du coût d’opportunité que représente cette implication. En effet, celle-ci réduit le temps disponible des aidants à d’autres activités pouvant soit être rémunérées (activité professionnelle), soit être coûteuses si elles ne sont pas assurées par l’aidant (activité domestique), soit être plus plaisantes (activité loisir). La prise en charge à domicile avec seulement de l’aide professionnelle (CA_s = 4) est évaluée grâce au nombre d’heures d’aide (professionnelle et de l’entourage) médian selon le GIR calculé par Soullier [2012] [15] et valorisé au tarif prestataire de solvabilisation utilisé dans le département : PSOLV_d (source : Drees, Base SolvAPA, base de données sur le fonctionnement et les tarifs de l’APA en 2015).

44Le financement en établissement vaut le montant moyen d’APA en établissement dans le département si la personne est en GIR 1 à 4 (APAE_d), 0 sinon (source : Drees, enquêtes Aide sociale 2014). Nous ajoutons à ce montant le surplus médian de prise en charge lié à l’ASH dans le département : ASH_d (source : Portail CNSA au 31 décembre 2016) si la personne est bénéficiaire de la CMU de base. Le financement à domicile avec de l’aide de l’entourage et de l’aide professionnelle est évalué grâce au montant moyen d’APA à domicile dans le département (source : Drees, enquêtes Aide sociale 2014) au prorata du nombre d’heures d’aide professionnelle correspondant au GIR de la personne calculé par Soullier [2012] si la personne est en GIR 1-4 (APAD_d) ; il est nul sinon. Le financement à domicile avec uniquement de l’aide de l’entourage est nul. Le financement à domicile avec uniquement de l’aide professionnelle est évalué grâce au montant moyen d’APA à domicile dans le département (source : Drees, enquêtes Aide sociale 2014) si la personne est en GIR 1-4 (APAD_d) ; il est nul sinon.

45Pour obtenir le reste à charge, nous faisons la différence entre le coût total et le financement pour chaque mode de prise en charge. Ainsi, le reste à charge en établissement d’un individu s habitant dans un département est de la forme suivante :

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47Le reste à charge à domicile avec de l’aide de l’entourage et de l’aide professionnelle (CA_s = 2) d’un individu s habitant dans un département  est de la forme suivante [16] :

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49Le reste à charge à domicile avec seulement de l’aide de l’entourage (CA_s = 3) d’un individu s habitant dans un département  est de la forme suivante :

50

51Le reste à charge à domicile avec seulement de l’aide professionnelle (CA_s = 4) d’un individu s habitant dans un département  est de la forme suivante [17] :

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53Concernant l’accessibilité, nous avons construit une variable reposant sur des valeurs objectives relatives à l’offre disponible auxquelles nous attribuons des poids selon ce que nous considérons être les aides humaines les plus importantes pour les personnes dépendantes. Ces poids ont été créés en s’appuyant sur la littérature. Les personnes dépendantes sont principalement prises en charge à domicile (Carrère et Dubost [2018]) ; le conjoint est le principal pourvoyeur d’aide après les enfants (Soullier [2012] ; Soullier et Weber [2011]) ; viennent ensuite les professionnels. Nous construisons donc un score pour estimer notre quantité d’offre. Ce score est incrémenté de poids différents selon l’aide (professionnelle et de l’entourage à domicile ou en établissement) qu’il y a à proximité de la personne dépendante. Pour les professionnels à domicile, nous utilisons les informations sur la densité d’infirmiers libéraux dans le département (source : Drees/ASIP-Santé, répertoire Adeli 2015) ; la densité d’heures d’aides à domicile employées par des particuliers (source : DADS grand format 2015 – Fichiers détail, catégories socioprofessionnelles 563b et 563c, activités OQ et RU) ; la densité de SSIAD (source : Drees-DRJSCS, Panorama Statistique Jeunesse Sports Cohésion Sociale et Insee, estimations provisoires de population au 1^er janvier 2015) ; et la densité d’heures d’intervention pour l’assistance aux personnes âgées réalisées par des services d’aide et d’assistance à domicile (source : DGE, NOVA 2015). Pour chacun de ces professionnels, nous ajoutons au score un poids de 12 si la densité qu’il y a dans le département est supérieure au dernier quartile, un poids de 6 si elle est comprise entre le deuxième et dernier quartile et un poids de 2 si elle est comprise entre le premier et deuxième quartile. Pour les aidants de l’entourage, nous ajoutons un poids de 12 au score si la personne est en couple, un poids de 4 si elle a un enfant, 6 si elle en a 2, 7 si elle en a 3 et 8 si elle en a 4 ou plus. Enfin, pour la quantité d’offre en établissement, nous prenons le même principe que pour l’aide professionnelle à domicile : nous ajoutons au score un poids de 12 si la densité de places en établissement qu’il y a dans le département (source : Drees, EHPA 2015) est supérieure au dernier quartile, un poids de 6 si elle est comprise entre le deuxième et dernier quartile et un poids de 2 si elle est comprise entre le premier et deuxième quartile. Pour la configuration en établissement, notre variable « quantité d’offre » est égale à cette dernière incrémentation . Pour une prise en charge à domicile avec aide professionnelle et de l’entourage , elle est égale à la somme des poids de chaque professionnel, du conjoint si la personne en a un et des enfants si elle en a. Pour une prise en charge à domicile avec aide professionnelle uniquement , elle est égale à la somme des poids de chaque professionnel. Pour une prise en charge à domicile avec aide de l’entourage uniquement , elle est égale à la somme des poids du conjoint si la personne en a un et des enfants si elle en a. Cette variable capte donc la diversité des possibilités que la personne a si elle choisit un mode de prise en charge en particulier. Elle peut donc concurrencer les aides mobilisables pour prendre celle qu’elle préfère (il peut aussi s’agir d’une variable de complexité du système de prise en charge selon le mode choisi). Cette construction implique que pour une prise en charge en institution, la variable vaut au maximum 12, alors qu’à domicile avec aide formelle et informelle elle peut aller jusqu’à 68.

Statistique descriptive de l’échantillon

67Le taux d’institutionnalisation dans notre échantillon (personnes ayant des restrictions ADL, au moins un enfant ou conjoint et au moins un aidant professionnel ou de l’entourage) s’élève à 24 % (cf. tableau 1). Les femmes sont plus représentées en établissement ou à domicile avec aide formelle et informelle. Par contre, à peine plus de la moitié des individus à domicile ayant uniquement de l’aide informelle sont des femmes. Les personnes les plus âgées choisissent plus une prise en charge en établissement. Les individus en établissement ou à domicile avec aide de l’entourage et professionnelle ont plus souvent des limitations fonctionnelles sensorielles (83 %) que ceux résidant à domicile avec un seul type d’aidant (soit professionnel, soit de l’entourage). Les limitations physiques sont très présentes quel que soit le mode de prise en charge choisi (plus de 99 % des individus dans chaque mode de prise en charge). Le gradient de la prévalence des limitations cognitives est très fort selon le mode de prise en charge choisi : alors que parmi les personnes résidant à domicile avec uniquement de l’aide formelle, on estime que 38 % ont des limitations cognitives. Parmi les personnes en établissement, elles sont 78 % et 76 % à domicile avec aide formelle et informelle. Les agriculteurs sont plus présents en établissement ou à domicile avec à la fois aide formelle et informelle. À l’inverse, les cadres et les professions intermédiaires sont en plus grande proportion à domicile avec uniquement de l’aide formelle. On retrouve plus de propriétaires de son logement parmi les personnes résidant à domicile avec uniquement de l’aide professionnelle et moins parmi les personnes résidant en établissement. Quel que soit le mode de prise en charge choisi, la plupart des personnes de notre échantillon sont nées en France mais on en retrouve en plus grande proportion parmi les personnes résidant en établissement (93 %) que parmi celles résidant à domicile avec uniquement de l’aide informelle.

68Le tableau 2 présente les estimations moyennes des restes à charge et quantités d’offre auxquels l’individu ferait face s’il choisissait un des modes de prise en charge (cf. construction dans la partie « Mesures »). Le reste à charge de la prise en charge est plus élevé pour la configuration utilisant de l’aide de l’entourage et de l’aide professionnelle (2 068 € par mois en moyenne). En effet, nous avons ajouté un coût d’opportunité que supporte l’aidant de l’entourage équivalent au nombre d’heures d’aide fournies valorisées au taux de salaire horaire du département. Le reste à charge le plus faible est celui de la prise en charge à domicile avec uniquement de l’aide informelle (1 796 € par mois en moyenne). La comparaison des restes à charge moyens calculés pour chaque mode, respectivement parmi ceux qui ont choisi ce mode, et parmi ceux qui ne l’ont pas choisi, montre que les restes à charges relatifs aux modes choisis sont plus faibles que ceux relatifs au mode non choisi, mis à part pour le domicile avec aide formelle et aide informelle. Ce résultat descriptif suggère que les choix des individus sont en partie expliqués par un effet prix. Concernant la quantité d’offre, on retrouve l’effet inverse : les modalités choisies ont en moyenne des quantités d’offre plus élevées que celles qui ne sont pas choisies. Ce dernier résultat suggère qu’une offre plus importante permet de répondre à la demande.

Résultats du modèle multinomial

69Les résultats présentés dans le tableau 3 montrent le coefficient unique estimé de chaque variable explicative spécifique aux alternatives (– 0,00037 pour le reste à charge et 0,01412 pour la quantité d’offre) et l’effet marginal de chaque variable explicative [22] (les écarts types sont reportés entre parenthèses). Le coefficient estimé du reste à charge est négatif et significatif. La probabilité de choisir un mode de prise en charge décroît lorsque le reste à charge de cette prise en charge augmente. À l’inverse, le coefficient associé à la quantité est positif. Cela signifie que plus l’offre relative au mode de prise en charge est élevée, plus la probabilité que ce mode soit choisi augmente. Concernant les effets marginaux, pour le reste à charge, l’effet est toujours négatif pour le mode choisi de l’alternative correspondante. Si le reste à charge en établissement augmentait de 100 € par mois, la probabilité qu’un individu choisisse cette alternative diminuerait de 0,0015 (pour une probabilité initiale de 0,4028). Ainsi, si tout le monde devait payer 100 € de plus pour aller en institution, au lieu d’avoir 40,28 % de notre échantillon en institution, on en trouverait 40,13 %. À l’inverse, cela augmenterait la probabilité de choisir le mode 2 (domicile avec aide informelle et aide formelle) de 0,0007. Pour la quantité d’offre, on obtient les résultats inverses. La quantité d’offre dans un mode de prise en charge particulier augmente la probabilité de recourir à ce mode de prise en charge et baisse la probabilité de recourir à chacun des autres modes de prise en charge.

70Les femmes ont autant de risque que les hommes de vivre en établissement ou à domicile avec à la fois de l’aide informelle et formelle. Par contre, elles ont un risque plus fort de vivre à domicile avec seulement de l’aide formelle et un risque plus faible de vivre en établissement avec seulement de l’aide informelle. L’âge, même en contrôlant des limitations fonctionnelles, augmente la probabilité de vivre en établissement de façon très forte. Avoir une année supplémentaire augmente de 0,015 point la probabilité de vivre en établissement. Il semble alors qu’à un certain âge, il n’y ait plus vraiment de préférence pour le domicile ou que cette variable d’âge capte aussi des besoins de prise en charge plus complexes non mesurés par nos variables (besoin de sécurité par exemple). Les limitations cognitives semblent être très déterminantes du mode de prise en charge en établissement, elles augmentent de 0,15 point la probabilité de vivre en établissement. Les inégalités socio-économiques sont assez importantes surtout pour le premier et le deuxième mode de prise en charge. Les cadres ont une probabilité de vivre en établissement augmentée de 0,158 point par rapport aux agriculteurs. À l’inverse, leur probabilité de vivre à domicile avec à la fois de l’aide formelle et informelle est de 0,101 point inférieure à celle des agriculteurs. On obtient les mêmes résultats pour les professions intermédiaires, les ouvriers et les autres professions. Être propriétaire augmente la probabilité de vivre à domicile, quel que soit le type d’aide reçue à domicile. Les moins diplômés ont une probabilité plus faible que les diplômés intermédiaires de vivre en établissement, par contre leur probabilité de vivre à domicile avec de l’aide de l’entourage (combinée ou non avec de l’aide professionnelle) est plus grande que les diplômés intermédiaires. Comparativement aux personnes nées en France, les personnes nées à l’étranger ont une probabilité plus faible de vivre en établissement. La mesure des préférences départementales pour l’institutionnalisation joue dans le sens attendu : il augmente la probabilité de vivre en établissement et diminue la probabilité des autres modes de prise en charge. La probabilité de vivre en établissement diminue avec la densité de généralistes. Celle de vivre à domicile avec de l’aide professionnelle (combinée ou non à de l’aide informelle) augmente avec la densité.