Modelling and estimating models of physician labour supply and productivity

Ma thèse s’intéresse aux politiques de santé conçues pour encourager l’offre de services de santé. L’accessibilité aux services de santé est un problème majeur qui mine le système de santé de la plupart des pays industrialisés. Au Québec, le temps médian d’attente entre une recommandation du médecin généraliste et un rendez-vous avec un médecin spécialiste était de 7,3 semaines en 2012, contre 2,9 semaines en 1993, et ceci malgré l’augmentation du nombre de médecins sur cette même période. Pour les décideurs politiques observant l’augmentation du temps d’attente pour des soins de santé, il est important de comprendre la structure de l’offre de travail des médecins et comment celle-ci affecte l’offre des services de santé. Dans ce contexte, je considère deux principales politiques. En premier lieu, j’estime comment les médecins réagissent aux incitatifs monétaires et j’utilise les paramètres estimés pour examiner comment les politiques de compensation peuvent être utilisées pour déterminer l’offre de services de santé de court terme. En second lieu, j’examine comment la productivité des médecins est affectée par leur expérience, à travers le mécanisme du "learning-by-doing", et j’utilise les paramètres estimés pour trouver le nombre de médecins inexpérimentés que l’on doit recruter pour remplacer un médecin expérimenté qui va à la retraite afin de garder l’offre des services de santé constant. Ma thèse développe et applique des méthodes économique et statistique afin de mesurer la réaction des médecins face aux incitatifs monétaires et estimer leur profil de productivité (en mesurant la variation de la productivité des médecins tout le long de leur carrière) en utilisant à la fois des données de panel sur les médecins québécois, provenant d’enquêtes et de l’administration. Les données contiennent des informations sur l’offre de travail de chaque médecin, les différents types de services offerts ainsi que leurs prix. Ces données couvrent une période pendant laquelle le gouvernement du Québec a changé les prix relatifs des services de santé. J’ai utilisé une approche basée sur la modélisation pour développer et estimer un modèle structurel d’offre de travail en permettant au médecin d’être multitâche. Dans mon modèle les médecins choisissent le nombre d’heures travaillées ainsi que l’allocation de ces heures à travers les différents services offerts, de plus les prix des services leurs sont imposés par le gouvernement. Le modèle génère une équation de revenu qui dépend des heures travaillées et d’un indice de prix représentant le rendement marginal des heures travaillées lorsque celles-ci sont allouées de façon optimale à travers les différents services. L’indice de prix dépend des prix des services offerts et des paramètres de la technologie de production des services qui déterminent comment les médecins réagissent aux changements des prix relatifs. J’ai appliqué le modèle aux données de panel sur la rémunération des médecins au Québec fusionnées à celles sur l’utilisation du temps de ces mêmes médecins. J’utilise le modèle pour examiner deux dimensions de l’offre des services de santé. En premierlieu, j’analyse l’utilisation des incitatifs monétaires pour amener les médecins à modifier leur production des différents services. Bien que les études antérieures ont souvent cherché à comparer le comportement des médecins à travers les différents systèmes de compensation,il y a relativement peu d’informations sur comment les médecins réagissent aux changementsdes prix des services de santé. Des débats actuels dans les milieux de politiques de santé au Canada se sont intéressés à l’importance des effets de revenu dans la détermination de la réponse des médecins face à l’augmentation des prix des services de santé. Mon travail contribue à alimenter ce débat en identifiant et en estimant les effets de substitution et de revenu résultant des changements des prix relatifs des services de santé. En second lieu, j’analyse comment l’expérience affecte la productivité des médecins. Cela a une importante implication sur le recrutement des médecins afin de satisfaire la demande croissante due à une population vieillissante, en particulier lorsque les médecins les plus expérimentés (les plus productifs) vont à la retraite. Dans le premier essai, j’ai estimé la fonction de revenu conditionnellement aux heures travaillées, en utilisant la méthode des variables instrumentales afin de contrôler pour une éventuelle endogeneité des heures travaillées. Comme instruments j’ai utilisé les variables indicatrices des âges des médecins, le taux marginal de taxation, le rendement sur le marché boursier, le carré et le cube de ce rendement. Je montre que cela donne la borne inférieure de l’élasticité-prix direct, permettant ainsi de tester si les médecins réagissent aux incitatifs monétaires. Les résultats montrent que les bornes inférieures des élasticités-prix de l’offre de services sont significativement positives, suggérant que les médecins répondent aux incitatifs. Un changement des prix relatifs conduit les médecins à allouer plus d’heures de travail au service dont le prix a augmenté. Dans le deuxième essai, j’estime le modèle en entier, de façon inconditionnelle aux heures travaillées, en analysant les variations des heures travaillées par les médecins, le volume des services offerts et le revenu des médecins. Pour ce faire, j’ai utilisé l’estimateur de la méthode des moments simulés. Les résultats montrent que les élasticités-prix direct de substitution sont élevées et significativement positives, représentant une tendance des médecins à accroitre le volume du service dont le prix a connu la plus forte augmentation. Les élasticitésprix croisées de substitution sont également élevées mais négatives. Par ailleurs, il existe un effet de revenu associé à l’augmentation des tarifs. J’ai utilisé les paramètres estimés du modèle structurel pour simuler une hausse générale de prix des services de 32%. Les résultats montrent que les médecins devraient réduire le nombre total d’heures travaillées (élasticité moyenne de -0,02) ainsi que les heures cliniques travaillées (élasticité moyenne de -0.07). Ils devraient aussi réduire le volume de services offerts (élasticité moyenne de -0.05). Troisièmement, j’ai exploité le lien naturel existant entre le revenu d’un médecin payé à l’acte et sa productivité afin d’établir le profil de productivité des médecins. Pour ce faire, j’ai modifié la spécification du modèle pour prendre en compte la relation entre la productivité d’un médecin et son expérience. J’estime l’équation de revenu en utilisant des données de panel asymétrique et en corrigeant le caractère non-aléatoire des observations manquantes à l’aide d’un modèle de sélection. Les résultats suggèrent que le profil de productivité est une fonction croissante et concave de l’expérience. Par ailleurs, ce profil est robuste à l’utilisation de l’expérience effective (la quantité de service produit) comme variable de contrôle et aussi à la suppression d’hypothèse paramétrique. De plus, si l’expérience du médecin augmente d’une année, il augmente la production de services de 1003 dollar CAN. J’ai utilisé les paramètres estimés du modèle pour calculer le ratio de remplacement : le nombre de médecins inexpérimentés qu’il faut pour remplacer un médecin expérimenté. Ce ratio de remplacement est de 1,2.

Adhésion au traitement de la maladie rénale chronique chez les québécois âgés de 18 ans ou plus

Introduction La progression de la maladie rénale chronique (MRC) augmente le risque des maladies cardiovasculaires. L’hypertension, le diabète et la dyslipidémie sont à la fois des facteurs de risque et des comorbidités de la MRC. Chez les individus souffrant de MRC, la persistance et l’observance du traitement de ces facteurs de risque, i.e. le traitement antihypertenseur (TAH), le traitement hypolipémiant (THL) et le traitement antidiabétique (TAD) contribuent à réduire le risque de mortalité et de morbidité cardiovasculaires. Néanmoins, la persistance et l’observance de ces traitements restent encore peu étudiées chez les individus ayant la MRC. Objectifs: Spécifiquement pour chacun des trois traitements (TAH, THL et TAD), une étude de cohorte a été menée dans le but : 1) d’estimer la persistance à prendre le traitement un an après le début du traitement; 2) d’estimer l’observance du traitement au cours de l’année suivant le début du traitement chez les persistants; 3) d’identifier les facteurs associés à la persistance; et 4) d’identifier les facteurs associés à l’observance. Méthodologie: Nous avons utilisé les banques de données administratives de la Régie de l’assurance maladie du Québec (RAMQ) pour mener trois études de cohorte chez les personnes âgées de 18 ans ou plus. Une étude a été conduite chez les individus qui ont commencé un TAH, l’autre conduite chez les patients ayant commencé un THL et la dernière menée chez les nouveaux utilisateurs de TAD. Les individus qui poursuivaient encore leur traitement un an après son début ont été considérés persistants. Parmi les persistants, les patients qui ont eu une proportion de jours couverts (PJC) ≥ 80 % ont été considérés observants. Les facteurs associés à la persistance et ceux associés à l’observance ont été identifiés à l’aide d’une régression de Poisson modifiée. Résultats: Parmi les 7 119 patients ayant débuté un TAH, 78,8 % ont été persistants et 87,7 % des persistants ont été observants. Les individus qui étaient plus susceptibles d’être persistants se trouvaient dans le groupe des utilisateurs de monothérapie d’inhibiteurs de l’enzyme de conversion de l’angiotensine (IECA) (Rapport de prévalences (RP) : 1,20; intervalle de confiance (IC) à 95 % : 1,13-1,27), d’antagonistes du récepteur de l’angiotensine II (ARA) (1,22; 1,14-1,31), de bloquants des canaux calciques (BCC) (1,20; 1,14-1,26), de bêta-bloquants (BB) (1,16; 1,10-1,23) et de multithérapie (1,31; 1,25-1,38) (référence : monothérapie de diurétiques (DIU)). Les individus qui étaient plus susceptibles d’être observants étaient les utilisateurs de monothérapie d’IECA (1,08; 1,03-1,04), de BB (1,10; 1,05-1,15), de BCC (1,10; 1,05-1,15) et de multithérapie. Des 14 607 individus ayant débuté un THL, 80,7 % ont persisté à le prendre; de ces derniers, 88,7 % étaient observants du THL. Les patients qui étaient plus susceptibles d’être persistants étaient ceux ayant un statut socio-économique (SSE) faible (1,03; 1,01-1,06) (référence : SSE élevé) et ceux dont le traitement initial avait été prescrit par un néphrologue (1,06; 1,04-1,09) (référence : omnipraticien). Les individus qui étaient plus susceptibles d’être observants étaient ceux âgés ≥ 66 ans (référence : 18-65) (1,04; 1,01-1,07), ceux ayant un SSE faible (1,08; 1,06-1,10) et ceux qui avaient pris plus de 12 médicaments différents (référence : <7) (1,03; 1.00-1,05). Sur un total de 6 671 individus ayant débuté un TAD, 76,9 % ont persisté à prendre le traitement. Parmi les persistants, 87,9 % étaient observants. Les individus ayant un SSE faible (1,04; 1,01-1,07) (référence : SSE élevé) ou une multithérapie (1,12; 1,08-1,16) (référence : monothérapie de metformine) étaient plus susceptibles d’être persistants, tout comme ceux ayant une comorbidité dont l’hypertension artérielle (1,04; 1,01-1,07), la dyslipidémie (1,06; 1,03-1,10), l’accident vasculaire cérébral (AVC) (1,05; 1,01-1,11) ou la maladie coronarienne (1,03; 1,01-1,06). Les individus plus susceptibles d’être observants étaient ceux ayant un SSE moyen (1,03; 1,01-1,07) ou une multithérapie (1,06; 1,03-1,09). Conclusion: Peu importe le traitement initié par les individus souffrant de MRC, environ 30% des patients ne seraient pas persistants un an après le début du traitement ou observants dans l’année suivant l’initiation. Certains facteurs sont associés de façon consistante à la persistance, par exemple l’AVC, la maladie coronarienne et le nombre de visites médicales, alors que l’âge et le SSE sont associés à l’observance peu importe que le traitement initial soit un TAH, un THL ou un TAD.