2.0 Rendement du système de santé 2013

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Accessibilité

2.1    Temps d’attente pour une chirurgie à la suite d’une fracture de la hanche

Définition

Proportion des chirurgies pratiquées dans les 48 heures : Proportion des patients de
65 ans et plus qui ont subi une chirurgie à la suite d’une fracture de la hanche dans les
48 heures suivant leur admission à l’hôpital, ajustée selon les risques.

Méthode de calcul

Dénominateur : Nombre de patients âgés de 65 ans et plus qui ont subi une intervention chirurgicale dans un hôpital de soins de courte durée à la suite d’une fracture de la hanche.

Numérateur : Sous-ensemble du dénominateur qui représente le nombre de fractures de la hanche traitées dans les 48 heures.

Le temps d’attente est mesuré à partir de la date et de l’heure de la première admission en raison d’une fracture de la hanche (admission initiale) jusqu’à la date et l’heure à laquelle a lieu la chirurgie de réparation de la fracture.

Veuillez consulter les Notes techniques (annexe II) pour connaître les critères de sélection des cas et les critères d’inclusion et d’exclusion.

Un modèle de régression logistique a été ajusté selon les variables indépendantes de l’âge, du sexe et de certains diagnostics de comorbidité avant l’admission (insuffisance cardiaque, cardiopathie ischémique, hypertension, broncho-pneumopathie chronique obstructive, diabète avec complications et dysrythmie cardiaque), établissant la probabilité de subir une chirurgie à la suite d’une fracture de la hanche dans un délai de 48 heures. Les coefficients dérivés du modèle logistique ont servi à calculer la probabilité de chaque cas. Le nombre prévu de patients d’une région représente la somme des probabilités de cas pour cette région. La proportion ajustée selon le risque a été calculée en divisant le nombre observé par le nombre prévu de cas d’interventions pratiquées le jour même ou le jour suivant, multiplié par la moyenne canadienne. Un intervalle de confiance de 95 % a également été calculé. La méthode utilisée pour calculer les intervalles de confiance est accessible sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle (annexe III) pour consulter la liste des variables intégrées dans le modèle et les valeurs de coefficient.

Interprétation

Les patients plus âgés ayant subi une fracture de la hanche et qui font face à des temps d’attente avant leur intervention courent un risque plus élevé de complications postopératoires et de mortalité. Le temps d’attente pour une chirurgie de réparation d’une fracture de la hanche permet de mesurer l’accès aux soins. Les états comorbides, les transferts à un autre hôpital et les différences sur le plan de la pratique ayant trait à certains types de médicaments, comme les anticoagulants, peuvent influer sur les temps d’attente. Toutefois, des attentes plus longues peuvent indiquer un manque de ressources, le manque de disponibilité des médecins ou d’autres problèmes liés à l’accès aux soins.

Normes et points de référence

En décembre 2005, les gouvernements fédéral, provinciaux et territoriaux ont fixé à 48 heures le point de référence relatif aux réparations d’une fracture de la hanche.

Source des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Les données couvrent l’ensemble des provinces et territoires, à l’exception du Québec. Le taux pour le Québec n’est pas disponible en raison des différences dans les méthodes de collecte des données.

Remarques

Depuis 2009-2010, l’information sur l’heure de début d’une intervention est disponible dans la BDCP. Ainsi, il est dorénavant possible de calculer la proportion des patients qui ont subi une chirurgie à la suite d’une fracture de la hanche dans les 48 heures suivant leur admission. Auparavant, l’indicateur était calculé en jours plutôt qu’en heures.

Une personne peut avoir subi plus d’une fracture de la hanche et d’une réparation pendant la période de référence; ainsi, elle peut être incluse plus d’une fois dans l’indicateur.

Veuillez noter qu’en raison de différences méthodologiques, cet indicateur peut différer d’indicateurs similaires élaborés et déclarés par les provinces et territoires.

Bibliographie

BERGERON, E., et coll. « Is the Delay to Surgery for Isolated Hip Fracture Predictive of Outcome in Efficient Systems? », The Journal of Trauma, vol. 60 (2006), p. 753-757.

INSTITUT CANADIEN D’INFORMATION SUR LA SANTÉ. Waiting for Health Care in Canada: What We Know and What We Don’t Know , Ottawa (Ont.), ICIS, 2006.

INSTITUT CANADIEN D’INFORMATION SUR LA SANTÉ. Health Indicators 2007 , Ottawa (Ont.), ICIS, 2007.

MINISTRE DE LA SANTÉ ET DES SOINS DE LONGUE DURÉE. First Common Benchmarks
Will Allow Canadians to Measure Progress in Reducing Wait Times (communiqué de presse), Toronto (Ont.), MSSLD, 12 décembre 2005. Internet : <http://news.ontario.ca/archive/en/2005/12/12/First-ever-common-benchmarks-will-allow-Canadians-to-measure-progress-in- reducin.html>.

SANTÉ CANADA. Final Report of the Federal Advisor on Wait Times , Ottawa (Ont.), Santé Canada, 2006.

VIDAL, E. I., et coll. « Hip Fracture in the Elderly: Does Counting Time From Fracture to Surgery or From Hospital Admission to Surgery Matter When Studying In-Hospital Mortality? », Osteoporosis International, vol. 20 (2009), p. 723-729.

WELLER, I., et coll. « The Effect of Hospital Type and Surgical Delay on Mortality After Surgery for Hip Fracture », Journal of Bone and Joint Surgery—British Volume, vol. 87 (2005),
p. 361-366.

 

Pertinence

2.2    Taux de césariennes

Définition

Proportion de femmes accouchant par césarienne dans un hôpital de soins de courte durée.

Méthode de calcul

(Nombre de césariennes ∕ nombre d’accouchements )
× 100

Dénominateur (accouchement)

Inclusion :

Accouchement codifié dans n’importe quel champ de diagnostic :

CIM-9

641-676, avec un cinquième chiffre de « 1 » ou « 2 »; 650 ou V27

CIM-10-CA

O10-O16, O21-O29, O30-O37, O40-O46, O48, O60-O69, O70-O75, O85-O89, O90-O92, O95, O98, O99 avec un sixième chiffre de « 1 » ou « 2 »; ou Z37

Exclusion :

Accouchements où l’on a inscrit un avortementiv :

CCA

78.52, 86.3, 86.4, 87.0, 87.1 ou 87.2

CCI

5.CA.88^^, 5.CA.89^^, ou 5.CA.93^^

Numérateur (césarienne)

Le numérateur est une sous-série du dénominateur. Une césarienne comprend les enregistrements où on trouve un des codes suivants inscrits dans un des champs d’interventioniv :

CCA

86.0-86.2, 86.8 ou 86.9

CCI

5.MD.60^^

Interprétation

Le taux de césariennes renseigne sur la fréquence des accouchements chirurgicaux par rapport à toutes les méthodes d’accouchement. Étant donné que les accouchements par césarienne sont coûteux et augmentent la morbidité et la mortalité des mères, le taux de césariennes sert souvent à contrôler les pratiques cliniques, étant implicitement entendu que de faibles taux signifient des soins plus adéquats et plus efficaces.

Normes et points de référence

Des lignes directrices qui définissent les indications appropriées pour une césarienne sont disponibles.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Les données couvrent l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Avant 2001-2002, on recensait les accouchements selon le nombre ajusté de nouveau-nés. Depuis 2002-2003, le nombre d’accouchements inclut les mort-nés.

Bibliographie

INSTITUT CANADIEN D’INFORMATION SUR LA SANTÉ. Giving Birth in Canada: A Regional
Profile , Ottawa (Ont.), ICIS, 2004.

INSTITUT CANADIEN D’INFORMATION SUR LA SANTÉ. Giving Birth in Canada: Regional Trends From 2001–2002 to 2005–2006 , Ottawa (Ont.), ICIS, 2007.

JOSEPH, K. S., et coll. « Determinants of Pre-Term Birth Rates in Canada From 1981 Through
1983 and From 1992 Through 1994 », New England Journal of Medicine, vol. 339 (1998), p. 1434-1439.

LIU, S., et coll. « Recent Trends in Caesarean Delivery Rates and Indications for Caesarean
Delivery in Canada », Journal of Obstetrics and Gynaecology Canada, vol. 26 (2004), p. 735-742.

LIU, S., et coll. « Risk of Maternal Postpartum Readmission Associated With Mode of Delivery »,
Obstetrics and Gynecology, vol. 105 (2005), p. 836-842.

NATIONAL COLLABORATING CENTRE FOR WOMEN’S AND CHILDREN’S HEALTH.
Caesarean Section (recommandations pour la pratique clinique), Londres (Royaume-Uni), RCOG Press, 2004. Consulté le 14 decembre 2010. Internet : <www.nice.org.uk/nicemedia/ live/13620/57162/57162.pdf>.

SHEARER, E. L. « Cesarean Section: Medical Benefits and Costs », Social Science & Medicine, vol. 37 (1993), p. 1223-1231.

 

iv.  On peut inscrire un code sans égard à l’emplacement. Exclut les interventions hors hôpital et abandonnées en cours d’intervention.

 

2.3    Pourcentage de patients ayant eu des hospitalisations répétées en raison d’une maladie mentale

Définition

Pourcentage de personnes ayant connu au moins trois épisodes de soins en raison d’une maladie mentale sélectionnéev, ajusté selon les risques, par rapport à tous ceux ayant connu au moins un épisode de soins en raison d’une maladie mentale sélectionnée dans les hôpitaux générauxvi au cours d’un exercice donné. Par épisode de soins, on entend l’ensemble des hospitalisations et
des visites en chirurgie d’un jour successives dans les hôpitaux généraux.

Méthode de calcul

Nombre total de personnes ayant connu au moins trois
épisodes de soins en raison d’une maladie mentale
                        sélectionnée au cours d’une année                          × 100
Nombre total de personnes ayant connu au moins un épisode
de soins en raison d’une maladie mentale sélectionnée au
cours d’une année

Veuillez consulter les Notes techniques (annexe II) sur la formation des épisodes de soins et les critères de sélection des cas.

Un modèle de régression logistique a été ajusté selon les variables indépendantes que sont l’âge, le sexe, le type de maladie mentale et la sortie contre l’avis du médecin ou le non-retour d’un congé temporaire (oui ou non). Ces variables ont été saisies par rapport à l’épisode indice de soins. Les coefficients produits par ce modèle logistique ont été utilisés pour calculer, pour chaque patient, la probabilité d’hospitalisations répétées. Le nombre prévu d’hospitalisations répétées dans une région est la somme des probabilités dans cette région. Le pourcentage

ajusté selon les risques a été calculé en divisant le nombre d’hospitalisations répétées observé dans chaque région par le nombre prévu d’hospitalisations répétées dans la région en question. Le résultat est ensuite multiplié par le pourcentage moyen d’hospitalisations répétées au Canada. Un intervalle de confiance de 95 % était également calculé; la méthode utilisée pour calculer
ces intervalles peut être obtenue sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle
(annexe III) pour connaître la liste des variables qui y sont entrées et la valeur des coefficients.

Interprétation

On considère cet indicateur comme une mesure indirecte du caractère approprié des soins, puisque la nécessité de recourir à des admissions fréquentes dépend du patient et du type de maladie. La difficulté d’obtenir des soins et un soutien adéquats au sein de la collectivité ou d’obtenir des médicaments appropriés entraîne souvent des hospitalisations fréquentes. Les variations dans cet indicateur selon les provinces et les territoires peuvent refléter les différences dans les services offerts aux personnes atteintes d’une maladie mentale pour les aider à demeurer plus longtemps dans la collectivité sans les hospitaliser1.

Cet indicateur peut contribuer à identifier une population d’utilisateurs fréquents, et des recherches plus poussées permettraient d’en établir les caractéristiques. Une meilleure compréhension de cette population peut aider à l’élaboration ou à l’amélioration de programmes qui pourraient réduire le recours aux hospitalisations fréquentes.

Normes et points de référence

Aucun point de référence n’a été établi pour cet indicateur.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA), ICIS Système d’information ontarien sur la santé mentale (SIOSM)vii, ICIS

Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2010 au 31 mars 2012

Perspective globale

Disponible pour l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Chaque personne a fait l’objet d’un suivi de 12 mois après le premier épisode de soins au cours d’un exercice donné. Les hospitalisations répétées pendant une période de 12 mois peuvent avoir lieu dans plusieurs établissements.

Lorsqu’il s’agit de la formation des épisodes de soins, l’exclusion des hôpitaux psychiatriques peut induire un biais. Il est possible que la mauvaise date de sortie soit utilisée dans le cadre du suivi des hospitalisations répétées ou que deux hôpitaux associés au même épisode soient attribués à deux épisodes, par erreur. Une analyse plus poussée a démontré que ce biais est minimal et n’a pas d’incidences sur les résultats de l’indicateur.

Référence

1.  E. Lin et coll., Hospital Report Card: Mental Health 2007 Briefing Pages.
Internet : <http://www.oha.com/KnowledgeCentre/Library/HospitalReports/Documents/ HospitalReports2007/MentalHealth.pdf>.

 

v.   Les maladies mentales sélectionnées pour cet indicateur sont les troubles liés à la consommation de substances; la schizophrénie, les troubles délirants ou psychotiques non organiques; les troubles de l’humeur ou affectifs; les troubles anxieux; certains troubles de la personnalité et du comportement chez l’adulte.
vi.  Veuillez consulter la section Notes méthodologiques générales pour en savoir plus.

 

Continuité

2.4    Taux de réadmission dans les 30 jours, maladie mentale

Définition

Taux de réadmission après un congé de l’hôpital en raison d’une maladie mentale, ajusté selon les risques. Le terme « réadmission » est réservé aux cas où un patient atteint d’une maladie mentale sélectionnéeviii est de nouveau hospitalisé dans les 30 jours suivant l’épisode indice de soins. Par « épisode de soins », on entend l’ensemble des hospitalisations et des visites en chirurgie d’un jour successives dans les hôpitaux générauxix.

Méthode de calcul

Nombre total d’épisodes avec réadmission dans les 30 jours en raison
      d’une maladie mentale sélectionnée au cours d’un exercice donné        × 100
Nombre total d’épisodes d’une maladie mentale sélectionnée au cours
des 11 premiers mois du même exercice

Veuillez consulter les Notes techniques (annexe II) sur la formation des épisodes de soins et les critères de sélection des cas.

Un modèle de régression logistique a été ajusté selon les variables indépendantes que sont l’âge, le sexe, le type de maladie mentale, la sortie contre l’avis du médecin ou le non-retour d’un congé temporaire (oui ou non) et les admissions multiples précédentes pour une maladie mentale sélectionnée (au moins deux) au cours des 12 mois précédents. Ces variables ont été saisies par rapport à l’épisode indice de soins. Les coefficients produits par ce modèle logistique ont été utilisés pour calculer la probabilité de réadmission pour chaque épisode. Le nombre prévu de réadmissions dans une région est la somme des probabilités dans cette région. Le taux de réadmission ajusté selon les risques a été calculé en divisant le nombre de réadmissions observé dans chaque région par le nombre prévu de réadmissions dans la région en question. Le résultat est ensuite multiplié par le taux moyen de réadmission au Canada. Un intervalle de confiance de 95 % a également été calculé pour le taux de réadmission ajusté selon les risques; la méthode utilisée pour calculer ces intervalles peut être obtenue sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle (annexe III) pour connaître la liste de variables qui y sont entrées et la valeur des coefficients.

Interprétation

Une réadmission aux soins pour patients hospitalisés peut constituer un indicateur de rechute
ou de complications après un séjour aux soins pour patients hospitalisés. Les soins aux patients hospitalisés qui vivent avec une maladie mentale visent à stabiliser les symptômes aigus. Une fois son état stabilisé, la personne obtient son congé; elle reçoit des soins ultérieurs dans le cadre de programmes de traitement offerts dans la collectivité ou en consultation externe
afin de prévenir une rechute ou des complications. Des taux élevés de réadmission dans les 30 jours pourraient être interprétés comme une conséquence directe d’une mauvaise coordination des services ou comme une conséquence indirecte d’une mauvaise continuité des services offerts après la sortie du patient.

Normes et points de référence

Aucun point de référence n’a été établi pour cet indicateur.

Les résultats suivants proviennent de la littérature. Selon le rapport Services de santé mentale en milieu hospitalier au Canada 2005-2006, le taux de réadmission dans les 30 jours, uniquement dans les hôpitaux généraux, était de 9,2 %1. Selon la National Association of State Mental Health Program Directors, en 1995, le taux de réadmission dans les 30 jours dans les hôpitaux psychiatriques aux États-Unis se situait entre 8,1 % et 10,2 %2. Pour les patients des centres hospitaliers du département des Anciens combattants des États-Unis, ce taux était de 13,1 % à 15,3 %3.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS Système d’information ontarien sur la santé mentale (SIOSM)x, ICIS Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA), ICIS
Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Disponible pour l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Une réadmission dans les 30 jours peut avoir lieu dans le même établissement que l’épisode indice ou dans un établissement différent. Une réadmission peut être une admission planifiée ou non planifiée. Toutes les sources de données disponibles ne font pas la distinction entre les admissions planifiées et non planifiées. Dans les provinces et territoires où des données exhaustives étaient disponibles, on a comparé les taux comprenant les réadmissions planifiées et non planifiées avec ceux ne comprenant que les réadmissions non planifiées, et ils ne présentaient pas de différences significatives sur le plan statistique. Les travaux publiés à ce sujet indiquent que peu de médecins planifient une réadmission dans les 30 jours en raison d’une maladie mentale4.

Lorsqu’il s’agit de la formation des épisodes de soins, l’exclusion des hôpitaux psychiatriques peut induire un biais. Il est possible que la mauvaise date de sortie soit utilisée dans le cadre du suivi des réadmissions ou que deux hôpitaux associés au même épisode soient attribués à deux épisodes, par erreur. Une analyse plus poussée a démontré que ce biais est minimal et n’a pas d’incidences sur les résultats de l’indicateur.

Références

1.  Institut canadien d’information sur la santé, Hospital Mental Health Services in Canada
2005–2006 , Ottawa (Ont.), ICIS, 2008.

2.  R. Hermann et S. Mattke, Selecting Indicators for the Quality of Mental Health Care at the Health Systems Level in OECD Countries, Paris (France), Organisation de coopération et de développement économiques, 2004.

3.  D. L. Leslie et R. A. Rosenheck, « Comparing Quality of Mental Health Care for Public- Sector and Privately Insured Populations », Psychiatric Services, vol. 51, no 5 (2000),
p. 650-655.

4.  E. Lin et coll., Hospital Report Card: Mental Health 2007 Briefing Pages. Internet :
<http://www.oha.com/KnowledgeCentre/Library/HospitalReports/Documents/ HospitalReports2007/MentalHealth.pdf>.

 

viii.  Les maladies mentales sélectionnées pour cet indicateur sont les troubles liés à la consommation de substances; la schizophrénie, les troubles délirants ou psychotiques non organiques; les troubles de l’humeur ou affectifs; les troubles anxieux; certains troubles de la personnalité et du comportement chez l’adulte.
ix.    Veuillez consulter la section Notes méthodologiques générales pour en savoir plus.

Efficacité

2.5    Taux d’hospitalisations liées à des conditions propices aux soins ambulatoires

Définition

Taux d’hospitalisations en soins de courte durée ajusté selon l’âge pour des conditions où des soins ambulatoires appropriés évitent ou réduisent la nécessité d’une hospitalisation, par 100 000 personnes de moins de 75 ans.

Méthode de calcul

(Nombre total d’hospitalisations en soins de courte durée pour les conditions propices aux soins ambulatoires chez les patients de moins de 75 ans ∕ total de la population à la mi-année ayant moins de 75 ans) × 100 000 (ajusté selon l’âge)

Critères d’inclusion :

Selon la liste des conditions dans la référence Billings et coll., les critères d’inclusion sont l’un des codes suivants du diagnostic responsable de la plus grande proportion du séjour :

  • épilepsie et autre état de mal épileptique
  • maladies pulmonaires obstructives chroniques
  • asthme
  • insuffisance cardiaque et œdème pulmonaire
  • hypertension
  • angine
  • diabète

Se référer aux Notes techniques (annexe II) pour connaître les codes utilisés.

Critères d’exclusion :

  1. Les personnes de 75 ans et plus
  2. Décès avant la sortie

Interprétation

L’hospitalisation pour une condition propice aux soins ambulatoires est considérée comme une mesure d’accès à des soins primaires appropriés. Bien que les admissions pour ces conditions ne soient pas toutes évitables, on présume que des soins ambulatoires appropriés pourraient prévenir le début de ce type de maladie ou de condition, aider à maîtriser une maladie ou une condition épisodique de soins de courte durée ou contribuer à gérer une condition ou une maladie chronique. On estime qu’un taux disproportionnellement élevé témoigne d’une difficulté d’accès aux soins primaires appropriés.

Normes et points de référence

Le niveau d’utilisation optimal n’est pas connu et il existe de grandes variations régionales dans le taux d’hospitalisations pour ces conditions.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Disponible pour l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Depuis 2006-2007, la définition de l’indicateur sur les conditions propices aux soins ambulatoires a été précisée, permettant ainsi de mieux mesurer les soins primaires. Dans la nouvelle définition, la section sur le diabète comprend seulement le diabète avec des complications à court terme ou le diabète sans mention de complications. Les sections sur l’angine, l’hypertension et l’insuffisance cardiaque excluent les enregistrements qui comprennent aussi des interventions cardiaques. Les taux des années précédentes étaient calculés selon la nouvelle définition afin de permettre la comparaison des données au fil du temps.

Bibliographie

ANDERSON, G. M. « Common Conditions Considered Sensitive to Ambulatory Care », Patterns of
Health Care in Ontario, V. Goel et coll. (dir.), Ottawa (Ont.), Association médicale canadienne,
1996, p. 104-110, 2e édition.

BILLINGS, J., G. M. ANDERSON et L. S. NEWMAN. « Recent Findings on Preventable
Hospitalizations », Health Affairs, vol. 15, no 3 (1996), p. 239-249.

BILLINGS, J., et coll. « Impact of Socio-Economic Status on Hospital Use in New York City »,
Health Affairs, vol. 12 (1993), p. 162-173.

MANITOBA CENTRE FOR HEALTH POLICY AND EVALUATION. Concept: Ambulatory Care Sensitive (ACS) Conditions. Consulté le 14 décembre 2010. Internet : <http://mchp-appserv.cpe.umanitoba.ca/viewConcept.php?conceptID=1023>.

 

2.6    Taux de mortalité à l’hôpital dans les 30 jours suivant un infarctus aigu du myocarde

Définition

Taux de mortalité à l’hôpital (toutes causes confondues), ajusté pour le risque, dans les 30 jours suivant l’admission initiale à un hôpital de soins de courte durée avec un diagnostic d’infarctus aigu du myocarde (IAM).

Méthode de calcul

Numérateur : Nombre de décès survenus à l’hôpital, toutes causes confondues, dans les
30 jours suivant une admission pour un IAM.

Dénominateur : Nombre total d’épisodes d’IAM sur 11 mois.

Veuillez consulter les Notes techniques (annexe II) sur la formation des épisodes de soins et les critères de sélection des cas.

Un modèle de régression logistique a mis en relation l’âge, le sexe et certains diagnostics de comorbidité avant l’admission en tant que variables indépendantes. Les coefficients dérivés du modèle logistique ont servi à calculer la probabilité des décès à l’hôpital suivant un IAM pour chaque cas (épisode). Le nombre prévu de décès à l’hôpital pour une région donnée correspond à la somme des probabilités de cas de cette région. Le taux de mortalité ajusté
selon les risques a été calculé en divisant le nombre observé de décès à l’hôpital pour chaque région par le nombre prévu de décès à l’hôpital de la région concernée, multiplié par le taux moyen canadien de décès à l’hôpital. On a également calculé un intervalle de confiance de 95 % du taux de mortalité ajusté selon les risques; cette méthode de calcul est offerte sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle (annexe III) pour consulter la liste des variables entrées dans le modèle ainsi que les valeurs de coefficient.

Interprétation

Un plus faible taux ajusté selon les risques de la mortalité suivant un IAM peut être lié à la qualité des soins ou à d’autres facteurs. On a démontré que le taux de mortalité à l’hôpital dans les 30 jours suivant une hospitalisation est lié en très grande partie (T = 0,9) au total des mortalités (décès dans et à l’extérieur de l’hôpital) suivant un IAM1. La variation interrégionale dans les taux de mortalité à l’hôpital dans les 30 jours suivant l’admission peut être attribuée aux différences juridictionnelles et institutionnelles dans les normes de soins, ainsi qu’à d’autres facteurs qui n’ont pas été inclus dans l’ajustement.

Normes et points de référence

On n’a pas établi de points de référence pour cet indicateur.

Source des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

riode de référence

Les taux sont établis selon des données totalisées sur trois ans, soit du 1er avril 2009 au 31 mars 2012.

Perspective globale

Les données couvrent l’ensemble des provinces et territoires, à l’exception du Québec. Les taux du Québec ne sont pas disponibles en raison de différences dans la collecte de données.

Remarques

À compter des taux fondés sur les données de 2003-2004 à 2005-2006, les critères de sélection des cas d’IAM ont été revus afin de tenir compte du nombre croissant de patients qui ont subi une intervention de revascularisation (intervention coronarienne percutanée ou pontage aortocoronarien) lors de leur première admission pour un IAM. Dans le cas des interventions de revascularisation, les IAM peuvent ne pas être codifiés en tant que diagnostic responsable de la plus grande proportion du séjour; ces cas étaient auparavant exclus de l’indicateur. Les critères d’exclusion ont également été revus, et les patients dont la durée du séjour était inférieure à trois jours et qui étaient vivants à la sortie ne sont plus exclus. Il faut faire preuve de prudence dans la comparaison des taux avec ceux des années antérieures.

Il faut faire preuve de prudence dans l’interprétation de ces taux à cause des différences possibles dans la codification des états comorbides entre les provinces et territoires.

Référence

1.  J. V. Tu et coll., « Acute Myocardial Infarction Outcomes in Ontario », Cardiovascular Health
& Services in Ontario: An ICES Atlas, C. D. Naylor et P. M. Slaughter (dir.), Toronto (Ont.), Institut de recherche en services de santé, 1999, p. 84-100.

Bibliographie

HOSMER, D. W., et S. LEMESHOW. « Confidence Interval Estimates of an Index of Quality Performance Based on Logistic Regression Models », Statistics in Medicine, vol. 14 (1995), p. 2161-2172.

TU, J. V., et coll. « Acute Myocardial Infarction Outcomes in Ontario (Methods Appendix) », Cardiovascular Health & Services in Ontario: An ICES Atlas (Technical and Methods Appendices), C. D. Naylor et P. M. Slaughter (dir.), Toronto (Ont.), Institut de recherche en services de santé, 1999.

2.7    Taux de mortalité à l’hôpital dans les 30 jours suivant un accident vasculaire cérébral

Définition

Taux de mortalité à l’hôpital (toutes causes confondues), ajusté pour le risque, dans les 30 jours suivant l’admission initiale à un hôpital de soins de courte durée avec un diagnostic d’accident vasculaire cérébral (AVC).

Méthode de calcul

Numérateur : Nombre de décès survenus à l’hôpital, toutes causes confondues, dans les 30 jours suivant une admission pour un AVC.

Dénominateur : Nombre total d’épisodes d’AVC sur 11 mois.

Veuillez consulter les Notes techniques (annexe II) sur la formation des épisodes de soins et les critères de sélection des cas.

Un modèle de régression logistique a mis en relation l’âge, le sexe et certains diagnostics de comorbidité avant l’admission en tant que variables indépendantes. Les coefficients dérivés du modèle logistique ont servi à calculer la probabilité des décès à l’hôpital suivant un AVC pour chaque cas (épisode). Le nombre prévu de décès à l’hôpital pour une région donnée correspond à la somme des probabilités de cas de cette région. Le taux de mortalité ajusté selon les risques a été calculé en divisant le nombre observé de décès à l’hôpital pour chaque région par le nombre prévu de décès à l’hôpital de la région concernée, multiplié par le taux moyen de décès à l’hôpital au Canada. On a également calculé un intervalle de confiance de 95 % du taux de mortalité ajusté selon les risques; cette méthode de calcul est offerte sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle (annexe III) pour consulter la liste des variables entrées dans le modèle ainsi que les valeurs de coefficient.

Interprétation

Les AVC sont une cause importante des décès et de l’invalidité à long terme. Les taux de mortalité ajustés suivant un AVC peuvent refléter l’efficacité initiale du traitement et la qualité des soins. Les variations interrégionales dans les taux de mortalité par AVC peuvent être attribuées aux différences juridictionnelles et institutionnelles dans les normes de soins, ainsi qu’à d’autres facteurs qui ne sont pas inclus dans le rajustement.

Normes et points de référence

On n’a pas établi de points de référence pour cet indicateur.

Source des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

riode de référence

Les taux sont établis selon des données totalisées sur trois ans, soit du 1er avril 2009 au
31 mars 2012.

Perspective globale

Les données couvrent l’ensemble des provinces et territoires, à l’exception du Québec. Les taux des régions du Québec ne sont pas disponibles en raison des différences dans la collecte de données.

Remarques

À compter des taux fondés sur les données de 2003-2004 à 2005-2006, les critères de sélection des cas d’accidents vasculaires cérébraux ont été revus afin d’inclure les patients transférés en réadaptation au cours de leur première admission. Dans ce cas, les accidents vasculaires cérébraux peuvent ne pas être codifiés en tant que diagnostic responsable de la plus grande proportion du séjour; ces cas étaient auparavant exclus de l’indicateur. De plus, les accidents vasculaires cérébraux résultant d’une occlusion des artères pré-cérébrales sont désormais inclus dans l’indicateur. Ces cas étaient auparavant exclus parce qu’il était impossible de les identifier dans le système de classification CIM-9. Il faut faire preuve de prudence dans la comparaison des taux avec ceux des années antérieures.

L’indicateur est fondé sur la méthodologie utilisée pour calculer le taux de mortalité à l’hôpital 30 jours après un infarctus aigu du myocarde. Il faut faire preuve de prudence dans l’interprétation des taux à cause des différences possibles dans la codification des états comorbides entre les provinces et territoires.

Bibliographie

HOSMER, D. W., et S. LEMESHOW. « Confidence Interval Estimates of an Index of Quality Performance Based on Logistic Regression Models. », Statistics in Medicine, vol. 14 (1995), p. 2161-2172.

MAYO, N. E., et coll. « Changing Rates of Stroke in the Province of Quebec, Canada:
1981-1988 », Stroke, vol. 22 (1991), p. 590-595.

MAYO, N. E., et coll. « Hospitalization and Case-Fatality Rates for Stroke in Canada From
1982 Through 1991: The Canadian Collaborative Study Group of Stroke Hospitalizations »,
Stroke, vol. 27 (1996), p. 1215-1220.

WEIR, N., et M. S. DENNIS. « Towards a National System for Monitoring the Quality of
Hospital-Based Stroke Services », Stroke, vol. 32 (2001), p. 1415-1421.

 

2.8    Taux de réadmission dans les 30 jours, infarctus aigu du myocarde

Définition

Taux ajusté selon les risques d’une réadmission urgente après un congé de l’hôpital à la suite d’un infarctus aigu du myocarde (IAM). Un retour urgent à un hôpital de soins de courte durée, toutes causes confondues, est considéré comme une réadmission s’il survient dans les 30 jours suivant la sortie après un épisode initial de soins pour patients hospitalisés. Par épisode de soins, on entend l’ensemble des hospitalisations et des visites successives en chirurgie
d’un jour.

Méthode de calcul

Numérateur : Nombre de cas inclus dans le dénominateur où une réadmission urgente s’est produite dans les 30 jours suivant la sortie.

Dénominateur : Nombre total d’épisodes d’IAM sur 11 mois.

Veuillez consulter les Notes techniques (annexe II) sur la formation des épisodes de soins et les critères de sélection des cas.

Un modèle de régression logistique a été ajusté selon les variables indépendantes que sont certaines caractéristiques choisies du patient. Les coefficients dérivés du modèle logistique ont servi à calculer la probabilité de réadmission pour chaque cas (épisode). Le nombre prévu de réadmissions d’une région correspond à la somme des probabilités de cas pour cette région. Le taux de réadmission ajusté selon les risques a été calculé en divisant le nombre observé de réadmissions pour chaque région par le nombre prévu de réadmissions de la région, multiplié par le taux moyen canadien de réadmission. Un intervalle de confiance de 95 % a également été calculé pour le taux de réadmission ajusté selon les risques; la méthode utilisée pour ce calcul est offerte sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle (annexe III) pour consulter la liste des variables entrées dans le modèle ainsi que les valeurs de coefficient.

Interprétation

Les réadmissions dans un établissement de soins de courte durée servent de plus en plus à mesurer la qualité des soins et la coordination des soins dans un établissement ou une région. Divers facteurs, comme la qualité des soins aux patients hospitalisés et aux patients en consultation externe, l’efficacité de la transition et de la coordination des soins ainsi que la disponibilité des technologies diagnostiques ou thérapeutiques appropriées durant le séjour initial à l’hôpital, peuvent influer sur les taux de réadmission à la suite d’un IAM. Bien que les réadmissions urgentes ne puissent pas toutes être évitées, les interventions pendant ou après l’hospitalisation peuvent se révéler efficaces pour réduire le taux de réadmission.

Normes et points de référence

On n’a pas établi de points de référence pour cet indicateur.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA), ICIS

Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Les données couvrent l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Les patients peuvent figurer au dénominateur plus d’une fois s’ils ont vécu plusieurs épisodes de soins entre le 1er avril et le 1er mars de l’exercice.

Les réadmissions planifiées déclarées en tant qu’admissions urgentes sont incluses dans le taux de réadmission.

Bibliographie

ASHTON, C. M., et N. P. WRAY. « A Conceptual Framework for the Study of Early Readmission as an Indicator of Quality of Care », Social Science and Medicine, vol. 43 (1996): p. 1533–1541.

KRUMHOLZ, H. M., et coll. « Hospital 30-Day Acute Myocardial Infarction Readmission Measure. Methodology », <http://www.qualitynet.org/dcs/ContentServer?c=Page&pagename=
QnetPublic%2FPage%2FQnetTier4&cid=1219069855841>.
Rapport préparé pour les Centers for Medicare & Medicaid Services. 2008.
Consulté le 10 octobre 2012.

HOSMER, D. W., et S. LEMESHOW. « Confidence Interval Estimates of an Index of Quality Performance Based on Logistic Regression Models », Statistics in Medicine, vol. 14 (1995), p. 2161-2172.

2.9    Taux de réadmission dans les 30 jours, soins obstétricaux

2.10  Taux de réadmission dans les 30 jours, patients de 19 ans et moins

2.11  Taux de réadmission dans les 30 jours, soins chirurgicaux

2.12  Taux de réadmission dans les 30 jours, soins médicaux

Définition

Taux de réadmissions urgentes pour chacun des groupes de patients suivants, ajusté selon les risques :

  • soins obstétricaux
  • patients de 19 ans et moins
  • soins chirurgicaux
  • soins médicaux

Un retour urgent à un hôpital de soins de courte durée, toutes causes confondues, est considéré comme une réadmission s’il survient dans les 30 jours suivant la sortie après un épisode initial de soins pour patients hospitalisés. Par épisode de soins, on entend l’ensemble des hospitalisations et visites en chirurgie d’un jour successives.

Méthode de calcul

Numérateur : Nombre de cas inclus dans le dénominateur où une réadmission urgente s’est produite dans les 30 jours suivant la sortie.

Dénominateur : Nombre de congés à la suite d’un épisode de soins obstétricaux, chirurgicaux ou médicaux ou de soins aux patients de 19 ans et moins entre le 1er avril et le 1er mars
de l’exercice.

Les dossiers qui comportent une grossesse et un accouchement (à l’exception des réadmissions suivant des soins obstétricaux), des troubles mentaux et du comportement ou des soins palliatifs (à titre de diagnostic principal) sont exclus. Veuillez consulter les Notes techniques des taux de réadmission en soins obstétricaux, chirurgicaux ou médicaux (annexe II) ou aux patients de 19 ans et moins sur la formation des épisodes de soins et les critères de sélection des cas.

Un modèle de régression logistique a été ajusté selon les variables indépendantes que sont certaines caractéristiques choisies du patient. Les coefficients produits par ce modèle logistique ont été utilisés pour calculer la probabilité de réadmission pour chaque cas (épisode). Le nombre prévu de réadmissions dans une région correspond à la somme des probabilités du cas dans cette région. Le taux de réadmission ajusté selon les risques a été calculé en divisant le nombre de réadmissions observé dans chaque région par le nombre de réadmissions prévu dans la région en question. Le résultat est ensuite multiplié par le taux moyen de réadmission au Canada. Un intervalle de confiance de 95 % a également été calculé pour le taux de réadmission ajusté selon les risques; la méthode utilisée pour calculer ces intervalles peut être obtenue sur demande. Consultez la section Spécifications du modèle correspondant à la réadmission suivant des soins obstétricaux, chirurgicaux ou médicaux ou des soins aux patients de 19 ans et moins (annexe III) pour connaître la liste de variables qui y sont entrées et la valeur des coefficients.

Interprétation

Les réadmissions dans un établissement de soins de courte durée servent de plus en plus à mesurer la qualité des soins et la coordination des soins dans un établissement ou une région. Divers facteurs, comme la qualité des soins aux patients hospitalisés et aux patients en consultation externe, l’efficacité de la transition et de la coordination des soins ainsi que l’accessibilité et l’utilisation des programmes communautaires de prise en charge de la maladie, peuvent influer sur les taux de réadmission. Bien que les réadmissions urgentes ne puissent pas toutes être évitées, les interventions pendant ou après l’hospitalisation peuvent se révéler efficaces pour réduire le taux de réadmission.

Normes et points de référence

Il n’existe aucun point de référence pour cet indicateur.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA), ICIS

Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Disponible pour l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Les patients peuvent figurer au dénominateur plus d’une fois s’ils ont vécu plusieurs épisodes de soins entre le 1er avril et le 1er mars de l’exercice financier.

Les réadmissions planifiées déclarées en tant qu’admissions urgentes sont incluses dans le taux de réadmission.

Bibliographie

ASHTON, C. M., et N. P. WRAY. « A Conceptual Framework for the Study of Early Readmission as an Indicator of Quality of Care », Social Science and Medicine, vol. 43 (1996), p. 1533-1541.

FEUDTNER, C., et coll. « State-Level Child Health System Performance and the Likelihood of Readmission to Children’s Hospitals », The Journal of Pediatrics, vol. 157 (2010),
p. 98-102.

JENCKS, S. F., et coll. « Rehospitalizations Among Patients in the Medicare Fee-for-Service
Program », New England Journal of Medicine, vol. 360 (2009), p. 1418-1428.

JIANG, H. J., et L. M. WIER. All-Cause Hospital Readmissions Among Non-Elderly Medicaid Patients, 2007 (HCUP Statistical Brief, no 89), Rockville (Maryland), Agency for Healthcare Research and Quality, 2010.

LIU, S., et coll. « Risk of Maternal Postpartum Readmission Associated With Mode of
Delivery », Obstetrics and Gynecology, vol.105 (2005), p. 836-842.

STONE, J., et G. J. HOFFMAN. Medicare Hospital Readmissions: Issues, Policy Options and PPACA, Washington (D.C.), Service de recherche du Congrès, 2010.

2.13  Taux d’hospitalisation à la suite d’une blessure auto-infligée

Définition

Taux d’hospitalisation dans un hôpital généralxi à la suite d’une blessure auto-infligée par
100 000 habitants, normalisé selon l’âge.

Méthode de calcul

Nombre total de sorties d’hôpitaux de patients
âgés de 15 ans ou plus hospitalisés à la suite
               d’une blessure auto-infligée                     × 100 000 (normalisé selon l’âge)
Population totale âgée de 15 ans ou
plus à la mi-année

Une blessure auto-infligée est identifiée par l’un des codes de cause externe de traumatisme suivants et un diagnostic de type 9 :

CIM-10-CA

De X60 à X84

Interprétation

Les blessures auto-infligées sont définies comme des blessures corporelles volontaires qui peuvent ou non entraîner la mort. Les blessures de ce type résultent de comportements suicidaires ou d’automutilation, ou des deux. Il est possible dans de nombreux cas de prévenir les blessures auto-infligées grâce à la détection précoce, à l’intervention et au traitement des maladies mentales. Bien que certains facteurs de risque ne peuvent être contrôlés par le système de santé, on peut interpréter des taux d’hospitalisation à la suite de blessures auto-infligées élevés comme une conséquence d’une incapacité dans le système de prévenir les blessures auto-infligées suffisamment graves pour nécessiter une hospitalisation.

Normes et points de référence

Aucun point de référence n’a été établi pour cet indicateur.

Les résultats suivants proviennent de la littérature. En 2001-2002 au Canada, le taux d’hospitalisation à la suite de blessures auto-infligées ajusté selon l’âge était de 7,6 par 10 000 habitants1.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Système d’information ontarien sur la santé mentale (SIOSM)xii, ICIS Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA)xiii, ICIS
Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Disponible pour l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Cet indicateur ne tient pas compte des blessures auto-infligées qui ont fait l’objet d’un traitement ambulatoire à l’urgence d’un l’hôpital ou dans un autre établissement médical, ni des suicides survenus avant l’hospitalisation. Ainsi, cet indicateur ne peut être utilisé pour estimer la prévalence des blessures auto-infligées dans la population générale. Il ne tient pas compte non plus des patients admis dans un hôpital psychiatrique qui se sont infligé des blessures durant leur séjour, mais dont l’état ne nécessitait pas une admission dans un hôpital général. Pour
une estimation plus globale des blessures auto-infligées, consultez la section Point de mire du rapport Indicateurs de santé 2012.

Il est difficile de déterminer l’intention du patient avec les sources de données disponibles. Cet indicateur ne peut pas préciser si le patient s’est infligé des blessures dans le but de se suicider (comportements suicidaires ou d’automutilation). De plus, cet indicateur risque de fausser l’estimation du nombre réel d’hospitalisations en raison de blessures auto-infligées, compte tenu de la façon dont l’intention est saisie dans les sources de données disponibles. Par exemple, l’empoisonnement peut être codifié « involontaire », dans le cas d’une surdose, ou « indéterminé », ce qui reflète l’incertitude à savoir s’il s’agit d’un geste involontaire ou intentionnel. Les blessures involontaires et indéterminées étaient exclues de nos analyses,
même si l’on présume qu’un petit nombre d’entre elles ont bel et bien été infligées.

Référence

1.  Institut canadien d’information sur la santé, National Trauma Registry Analytic Bulletin: Hospitalizations Due to Suicide Attempts and Self-Inflicted Injury in Canada, 2001-2002 , Ottawa (Ont.), ICIS, 2004.

 

xi.  Veuillez consulter la section Notes méthodologiques générales pour en savoir plus.
xii.   En Ontario, les établissements sont tenus de soumettre au SIOSM des données sur les sorties des lits en santé mentale réservés aux adultes. Par conséquent, les cas de patients hospitalisés de l’Ontario sont tirés de la BDCP et du SIOSM. Prenez note que seuls les hôpitaux généraux sont inclus (c’est-à-dire que les établissements spécialisés en santé mentale sont exclus).
xiii.  Afin de bien rendre compte de tous les cas d’hospitalisation à la suite d’une blessure auto-infligée en Ontario, les personnes auxquelles les services d’urgence ont attribué un code de blessure auto-infligée comme principale raison de la visite et qui ont été transférées dans un lit désigné en santé mentale ont été comptées. De plus amples renseignements peuvent être fournis sur demande.

 

2.14  Mortalité potentiellement évitable et mortalité évitable de causes pouvant être prévenues et de causes traitables

Définitions

Mortalité potentiellement évitable : Décès prématurés qui auraient pu être évités par des efforts de prévention à tous les niveaux (primaire, secondaire et tertiaire). Le décès est considéré prématuré chez les personnes de moins de 75 ans. Exprimée en taux de mortalité normalisé selon l’âge et le nombre d’années potentielles de vie perdues (APVP) normalisé selon l’âge par 100 000 habitants.

Mortalité évitable de causes pouvant être prévenues : Décès prématurés qui auraient pu être évités par des efforts de prévention primaire. La mortalité évitable de causes pouvant être prévenues est un sous-ensemble de la mortalité potentiellement évitable. Exprimée en taux de mortalité normalisé selon l’âge et le nombre d’APVP normalisé selon l’âge par 100 000 habitants.

Mortalité évitable de causes traitables : Décès prématurés qui auraient pu être évités par des efforts de prévention secondaire et tertiaire. La mortalité évitable de causes traitables est un sous-ensemble de la mortalité potentiellement évitable. Exprimée en taux de mortalité normalisé selon l’âge et le nombre d’APVP normalisé selon l’âge par 100 000 habitants.

Méthode de calcul

Taux de mortalité :

Nombre de décès potentiellement évitables,
de causes pouvant être prévenues ou de causes
      traitables chez les personnes de moins de 75 ans         × 100 000 (ajusté selon l’âge)
Total de la population de moins de 75 ans à la mi-année

Années potentielles de vie perdues (APVP) :

Somme des écarts entre 75 et l’âge au décèsxiv
potentiellement évitable, de causes pouvant être
                  prévenues ou de causes traitables                    × 100 000 (ajusté selon l’âge)
Total de la population de moins de 75 ans à la mi-année

La liste des causes de décès incluses dans les indicateurs se trouve dans les Notes techniques (annexe II).

Interprétation

Ces indicateurs contribuent à la mesure de la performance du système de santé. L’indicateur
de mortalité potentiellement évitable comprend les décès prématurés qui auraient pu être évités par des efforts de prévention à tous les niveaux.

La mortalité évitable de causes pouvant être prévenues porte précisément sur les décès prématurés de causes qui auraient pu être évitées par des efforts de prévention primaire, comme des modifications apportées au mode de vie ou des interventions au sein de la population (p. ex. campagnes de vaccination, prévention des blessures). L’indicateur oriente les mesures visant à réduire le nombre de cas initiaux, ou l’incidence, puisqu’on évite les décès en empêchant l’apparition de nouveaux cas.

La mortalité évitable de causes traitables porte précisément sur les décès prématurés qui auraient pu être évités par des efforts de prévention secondaire et tertiaire, comme le dépistage et le traitement efficace d’une maladie existante. L’indicateur oriente les mesures visant à réduire la létalité ou le nombre de personnes dont le décès est attribuable à une maladie.

Normes et points de référence

Aucun point de référence n’existe pour cet indicateur.

Source des données

Statistique de l’état civil, Base de données sur les décès, Statistique Canada

riode de référence

Les taux sont établis selon des données totalisées sur trois ans, du 1er janvier 2007 au
31 décembre 2009.

Perspective globale

Disponible pour l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Les indicateurs de mortalité évitable ont été élaborés à partir de l’indicateur de mortalité potentiellement évitable utilisé par l’Australie et la liste des causes de mortalité évitable de l’Office for National Statistics du Royaume-Uni. Un spécialiste a également passé en revue les codes de diagnostic et les critères d’inclusion de chaque maladie. Les causes de décès ont été classées dans des sous-catégories de causes pouvant être prévenues et de causes traitables en fonction de deux mécanismes principaux de réduction de la mortalité, soit l’incidence et la létalité. Ces sous-catégories sont mutuellement exclusives. En cas de chevauchement sur le plan de la prévention ou du traitement, le cas est affecté à la catégorie de la mortalité évitable de causes pouvant être prévenues, à l’exception des cas de cardiopathies ischémiques et d’accidents vasculaires cérébraux (AVC), dont une moitié a été affectée au hasard à la mortalité évitable de causes pouvant être prévenues, et l’autre, à la mortalité évitable de causes traitables. Cependant, le caractère mutuellement exclusif des sous-catégories ne signifie
pas que tous les cas affectés à la mortalité évitable de causes pouvant être prévenues ne présentaient pas de causes traitables, ou l’inverse.

Il est généralement reconnu que les décès de causes potentiellement évitables ne peuvent être tous évités. À titre d’exemple, certains décès de causes traitables sont inévitables en raison d’un diagnostic tardif ou d’autres problèmes de santé, tandis que certains décès de causes pouvant être prévenues sont attribuables à des événements imprévisibles pour lesquels aucune mesure de protection n’aurait pu être prise.

La limite d’âge de 75 ans ne signifie pas que certains décès au sein de la population âgée de plus de 75 ans ne peuvent être évités. La présence de comorbidités multiples est cependant fréquente chez les personnes âgées, ce qui rend difficile l’attribution du décès à une seule cause.

Les indicateurs feront l’objet d’un examen périodique afin que soient évaluées la pertinence de la limite d’âge et l’inclusion de nouvelles maladies potentiellement évitables en raison d’une meilleure connaissance de l’étiologie des maladies ou de l’avancée des traitements.

Bibliographie

GOUVERNEMENT DE L’AUSTRALIE. National Healthcare Agreement: PI 20—Potentially Avoidable Deaths, 2010. Consulté le 19 octobre 2011. Internet : <http://meteor.aihw.gov.au/ content/index.phtml/itemId/394495>.

MINISTÈRE DE LA SANTÉ NÉO-ZÉLANDAIS. Saving Lives: Amenable Mortality in
New Zealand, 1996–2006, Wellington (Nouvelle-Zélande), le ministère, 2010.

NOLTE, E., et C. M. McKEE. Does Health Care Save Lives? Avoidable Mortality Revisited, Londres (Royaume-Uni), The Nuffield Trust, 2004.

OFFICE FOR NATIONAL STATISTICS. Definitions of Avoidable Mortality (Royaume-Uni).
Consulté le 19 octobre. InternContentServer?cet : <http://www.ons.gov.uk/ons/dcp171778_264958.pdf>.

PAGE, A., et coll. Australian and New Zealand Atlas of Avoidable Mortality, Adelaide (Australie), PHIDU, Université d’Adelaide, 2006.

RUTSTEIN, D. D., et coll. « Measuring the Quality of Medical Care: A Clinical Method »,

The New England Journal of Medicine, vol. 294 (1976), p. 582-

 

xiv.  Les taux d’APVP pour chacun des groupes d’âge de cinq ans sont accessibles au http://www.statcan.gc.ca/pub/82-221- x/2011002/quality-qualite/qua2-fra.htm.

 

Sécurité

2.15  Taux d’événements de fracture de la hanche menant à une hospitalisation

Définition

Taux de nouveaux événements de fracture de la hanche menant à une hospitalisation en soins de courte durée, normalisé selon l’âge, par 100 000 habitants de 65 ans et plus. Un nouvel événement est défini à partir d’une hospitalisation pour une fracture de hanche incidente ou
une hospitalisation précédente pour fracture de hanche survenant dans les 28 jours suivant l’admission précédente pour fracture de hanche.

Méthode de calcul

(Total des nouveaux événements de fracture de la hanche chez les personnes de 65 ans et plus) ∕ total de la population de 65 ans et plus à la mi-année) × 100 000 (normalisé selon l’âge)

Numérateur, critères d’inclusion :

  1. Fracture de la hanche présente à l’admission :
    CIM-10-CA : S72.0, S72.1 ou S72.2; CIM-9/ICD-9-CM : 820.0-820.3, 820.8 ou 820.9 codifié comme diagnostic de type (1) ou de
  2. Âge à l’admission de 65 ans et plus
  3. Sexe inscrit comme masculin ou féminin
  4. Admission dans un établissement de soins de courte durée
  5. Résident canadien

Numérateur, critères d’exclusion :

Enregistrements avec un numéro d’assurance-maladie ou une date de naissance non valide

Enregistrements avec une date d’admission ou une date de sortie non valide

Enregistrements pour lesquels l’admission en raison d’une fracture de la hanche a eu lieu dans les 28 jours suivant l’admission précédente en raison d’une fracture de la hanche

Transfertsxv

Interprétation

La fracture de hanche est un problème majeur de santé publique pour les personnes âgées
et pour le système de santé. Elle peut causer un handicap et avoir des conséquences majeures sur l’indépendance et la qualité de vie des personnes âgées. Elle peut également être à l’origine de décès. Par conséquent, il est nécessaire de mesurer sa survenue au sein de la population pour planifier et évaluer les stratégies préventives, affecter les ressources et estimer les coûts.

Normes et points de référence

Aucun point de référence n’a été établi pour cet indicateur.

Sources des données

Base de données sur les congés des patients (BDCP), ICIS

Fichier des hospitalisations MED-ÉCHO, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec

riode de référence

Du 1er avril 2011 au 31 mars 2012

Perspective globale

Les données couvrent l’ensemble des provinces et territoires.

Remarques

Cet indicateur inclut tous les nouveaux événements de fracture de la hanche menant à une hospitalisation (nouvelle fracture et récidive) au cours de la période de référence (une personne peut avoir plusieurs événements de fracture de hanche au cours de la période de référence). Il n’inclut pas les événements de fracture de la hanche n’ayant pas mené à une hospitalisation en soins de courte durée, ni les fractures survenues à l’hôpital. Ces dernières font l’objet d’une estimation séparée dans l’indicateur de fracture de la hanche à l’hôpital.

Bibliographie

CHEVALLEY, T., et coll. « Incidence of Hip Fracture Over a 10-Year Period (1991–2000): Reversal of a Secular Trend », Bone, vol. 40 (2007), p. 1284-1289.

MARKS, R., et coll. « Hip Fractures Among the Elderly: Causes, Consequences and Control »,
Ageing Research Reviews, vol. 2 (2003), p. 57-93.

 

 

xv.   Une admission ultérieure pour une fracture de hanche qui a lieu le même jour ou avant que la sortie à la suite d’une admission précédente pour une fracture de hanche est considérée comme un transfert.

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