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1. Introduction
2. Méthodologie
3. Données
4. Mesures directes de la production
5. Conclusion

1   Introduction

Les services de santé représentent une activité économique importante au Canada (ICIS, 2011a). Exprimées en part du produit intérieur brut (PIB), les dépenses de santé sont passées de 7,0 % en 1975 à 11,7 % en 2011.

Récemment, les discussions au sujet des dépenses de santé ont porté principalement sur deux questions : 1) la mesure dans laquelle cette croissance est due à une augmentation de la quantité plutôt que du prix des services de santé et 2) l’efficacité et la productivité des fournisseurs de soins de santé.

Par exemple, l’Institut canadien d’information sur la santé (ICIS) a examiné les sources de l’augmentation des dépenses hospitalières entre 1998 et 2008. En se servant de l’indice des prix du PIB comme mesure indirecte de l’indice des prix des dépenses hospitalières, l’ICIS (2012a) a indiqué que le total des dépenses hospitalières a augmenté au taux annuel de 6,7 % au cours de la période, et que de ce taux, 2,8 % étaient attribuables aux variations de prix. Les 3,9 % restants étaient dus à une augmentation du volume des services hospitaliers, en raison de facteurs tels que la croissance de la population, le vieillissement de la population, les progrès techniques et l’innovation. Dans une étude connexe, l’ICIS (2011b) a examiné les facteurs à l’origine de l’augmentation des dépenses totales en soins de santé.

En ce qui concerne l’efficacité et la productivité des fournisseurs de soins de santé, Sharpe, Bradley et Messinger (2007) ont noté que des mesures exactes de la production et de la productivité du secteur de la santé étaient essentielles et ont recommandé que l’on consacre plus de ressources en vue d’élaborer de meilleures mesures pour ce secteur au Canada.

La clé de la réponse à ces deux questions est une mesure directe de la production des services de santé — mesure qui n’existe pas à l’heure actuelle. Dans les comptes nationaux, la production du secteur de la santé est mesurée par le volume des entrées, qui comprennent la rémunération des médecins, du personnel infirmier et du personnel administratif, la consommation de capital et les entrées intermédiaires (Statistique Canada, 2001). La mesure de la production fondée sur les entrées repose sur l’hypothèse qu’il n’existe pas de gains de productivité dans le secteur de la santé ¹ . Donc, elle ne fournit pas de mesure des résultats de productivité, et elle ne permet pas de ventiler les dépenses totales de santé en une composante de prix et une composante de volume de production.

Le principal objectif de la présente étude est d’élaborer une mesure directe expérimentale de la production pour le secteur hospitalier au Canada. Ce secteur est choisi parce que les hôpitaux représentent le volet le plus important des dépenses de santé, et que les données peuvent être obtenues facilement. En 2011, les dépenses hospitalières se chiffraient à 60,5 milliards de dollars et représentaient 29,2 % des dépenses totales de santé cette année-là (ICIS, 2011a) ² .

La mesure directe de la production élaborée ici est fondée sur le nombre d’« activités » dans les hôpitaux, ces activités étant définies comme des épisodes de traitement des maladies et affections. Comme le traitement de diverses maladies ou affections fait intervenir différents types de services, des pondérations doivent être appliquées pour construire la mesure directe de la production. Les auteurs d’études antérieures ont proposé deux options de pondération : l’une fondée sur le coût unitaire du traitement, et l’autre, sur la valeur du traitement pour le patient (son effet sur l’état de santé du patient) (Atkinson, 2005; Dawson et coll., 2005; Schreyer, 2010). Ces études reconnaissent que la première option est la plus pratique. Par conséquent, la présente analyse s’appuie sur la construction d’une mesure directe de la production du secteur hospitalier en se servant des coûts unitaires comme pondérations, c’est-à-dire l’indice d’activités pondéré par les coûts.

S’il est mal calculé, l’indice d’activités pondéré par les coûts entraîne un biais dans l’estimation résultant du remplacement d’un traitement en hospitalisation par un traitement en consultation externe moins coûteux donnant des résultats de santé meilleurs ou équivalents (Schreyer, 2010, 2012). L’indice indiquera une diminution du volume des services hospitaliers, ce qui est contraire à l’intuition selon laquelle, si l’on substitue un mode de traitement à un autre, le volume de services hospitaliers augmentera, ou du moins, ne variera pas.

Le présent document traite du biais de substitution dans l’indice d’activités pondéré par les coûts tel qu’il est souvent calculé. Il traite aussi du biais d’agrégation ou de l’effet de l’utilisation de divers niveaux d’agrégation des types de cas pour calculer la mesure directe de la production. Cet examen est pertinent, parce que les pays classent souvent les types de cas à un niveau élevé d’agrégation pour éviter les problèmes que créent les changements de classification au cours du temps à un plus fin niveau de détail.

Deux études réalisées antérieurement par Statistique Canada comprenaient l’élaboration de mesures directes de la production de services hospitaliers. Kitchen (1997) a construit une mesure directe de la production du secteur hospitalier égale à la somme, pondérée par les coûts, des nombres de traitements en hospitalisation, en consultation externe et en établissement de soins de longue durée au cours de la période de 1986 à 1992. Dans Statistique Canada (2001), l’estimation des soins en hospitalisation a été étendue afin de tenir compte des différences de coûts unitaires pour 500 catégories de traitements en hospitalisation.

La présente étude est reliée aux travaux de Yu et Ariste (2009) qui ont construit une mesure directe de la production du secteur hospitalier sous forme d’un indice d’activités pondéré par les coûts pour les périodes allant de 1996 à 2000 et de 2003 à 2005. La présente analyse diffère en ce qu’elle tend à corriger les biais de substitution et d’agrégation.

La présentation de la suite du document est la suivante. La section 2 décrit la méthodologie utilisée pour construire la mesure directe de la production. La section 3 décrit les sources de données. La section 4 donne une estimation de la production du secteur hospitalier et un examen du biais potentiel dans cette estimation. La section 5 présente les conclusions.

2   Méthodologie

La présente section résume les approches suivies pour mesurer la production du secteur hospitalier et souligne les défis, les problèmes et les contraintes liées aux données auxquels font face les organismes statistiques nationaux lorsqu’ils mettent en oeuvre les diverses approches.

La présente étude adopte l’approche décrite dans le manuel de l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) sur la mesure du volume de production des services des secteurs de l’éducation et de la santé (Schreyer, 2010). Cette approche est semblable à celle proposée dans le rapport Atkinson sur la mesure de la production et de la productivité des administrations publiques pour les comptes nationaux (Atkinson, 2005), par le U.S. National Research Council (2010) et par Eurostat (2001). Elle a été adoptée par plusieurs pays pour élaborer une mesure directe de la production du secteur de la santé (Schreyer, 2010).

Le Système de comptabilité nationale (SCN) de 1993 (Nations Unies et coll., 1993) et le SCN de 2008 (Nations Unies et coll., 2013) recommandent une approche fondée sur les produits pour mesurer le volume de la production du secteur de la santé ³ . Eurostat (2001) a fait des recommandations semblables et fournit des directives de mise en oeuvre détaillées dans son Manuel de la mesure des prix et des volumes dans les comptes nationaux. Le manuel est devenu une loi européenne qui oblige les États membres à mettre en oeuvre les recommandations.

La mesure directe de la production a pour point de départ la définition de l’unité de production et des pondérations utilisées pour l’agrégation. Pour le secteur des entreprises productrices de biens, l’unité de production et les pondérations utilisées pour l’agrégation sont simples. Ainsi, pour construire la mesure directe de la production du secteur de la fabrication automobile, l’unité de production est définie comme le nombre d’automobiles fabriquées, et les prix du marché sont utilisés pour l’agrégation. Par contre, la situation n’est pas aussi simple pour le secteur hospitalier.

Schreyer (2010) définit l’unité de services de santé comme le traitement d’une maladie ou d’une affection. Idéalement, l’unité de production devrait refléter le traitement complet, englobant le cheminement d’un patient passant par des établissements de santé hétérogènes pour recevoir un traitement complet et final. Cette définition de la mesure cible, appelée estimation fondée sur la maladie de la production de services de santé, est semblable à celle utilisée dans le manuel d’Eurostat (2001), ainsi que par Berndt et coll. (2001), Aizcorbe et coll. (2008) et Triplett (2001).

La réalisation de cette définition idéale requiert le suivi individuel des patients d’un établissement de santé à l’autre pour mesurer le traitement complet. Or, les données existantes permettent rarement d’effectuer ce genre de liens. En outre, le concept de « traitement complet » pose problème si l’objectif est de construire une mesure directe de la production pour des établissements particuliers, tels que les hôpitaux. Pour des raisons pratiques, Schreyer (2010) propose de choisir comme définition de travail de l’unité de services de santé les activités liées à un épisode de traitement d’une maladie ou affection fournies par des établissements particuliers.

Comme les épisodes de traitement de diverses maladies ou affections font intervenir différents types de services, des pondérations doivent être appliquées pour construire la mesure directe de la production. Habituellement, on se sert des prix du marché comme pondération, mais ces prix n’existant pas pour la plupart des services hospitaliers, Schreyer (2010) propose d’utiliser les coûts unitaires pour obtenir l’indice d’activités pondéré par les coûts. Le rapport Atkinson (Atkinson, 2005) et Dawson et coll. (2005) recommandent, comme mesure idéale de la production, d’utiliser la valeur marginale d’un traitement pour calculer un indice d’activités pondéré par la valeur, où la valeur marginale est déterminée d’après l’effet du traitement sur l’état de santé du patient.

Au Canada, le secteur public (administrations fédérale, provinciales et municipales) fournit et finance 90 % des services hospitaliers. S’il existe des marchés qui fonctionnent bien pour les services hospitaliers, les coûts unitaires des traitements auront tendance à concorder avec la valeur de ces traitements pour les patients, et les prix du marché (qui ont tendance à être égaux aux coûts unitaires et à la valeur pour les patients) devraient être utilisés pour l’agrégation. Cependant, comme il n’existe pas de marché pour la plupart des services hospitaliers financés par le secteur public, les coûts unitaires des traitements peuvent différer de la valeur pour les patients et, par conséquent, le choix des pondérations pour produire la mesure directe de la production a de l’importance.

Comme il est fréquent que l’on ne dispose pas de données concernant l’effet du traitement sur l’état de santé, le rapport Atkinson (Atkinson, 2005) et Dawson et coll. (2005) concluent que l’indice d’activités pondéré par les coûts est une approche pratique pour construire les mesures directes de la production du secteur hospitalier. Toutefois, un indice d’activités pondéré par les coûts pourrait entraîner un biais de substitution (Schreyer, 2010, 2012). Ce biais se produit lorsqu’il y a un changement de composition des traitements, ceux-ci passant d’un traitement en hospitalisation à un traitement en consultation externe, et que le traitement en hospitalisation et le traitement en consultation externe sont assignés à différents types de cas ayant des coûts unitaires différents, même si ces traitements ont tous deux le même effet sur l’état de santé. Si le traitement en consultation externe coûte moins cher, un indice d’activités pondéré par les coûts indiquera une diminution du volume de production du secteur hospitalier lorsqu'on passe d'un traitement en hospitalisation à un traitement en consultation externe. Or, ce résultat est contre-intuitif, puisque le volume de services hospitaliers sous l’hypothèse susmentionnée ne varie pas lorsque les traitements en consultation externe et en hospitalisation ont le même effet sur l’état de santé et ont la même valeur pour les patients ⁴ .

Ce résultat contre-intuitif découle de l’hypothèse implicite dans l’indice d’activités pondéré par les coûts selon laquelle un traitement dont le coût unitaire est plus faible est de moins bonne qualité qu’un traitement dont le coût unitaire est plus élevé. Toutefois, si les traitements ont le même effet sur l’état de santé, ils devraient être de même qualité ⁵ . Pour l’exemple que nous avons choisi, une mesure appropriée n’indiquerait aucune variation du volume de la production de services hospitaliers et montrerait une diminution du prix de cette production en raison du passage au traitement en consultation externe moins coûteux.

Ce biais peut être éliminé en regroupant les traitements ayant des résultats de santé similaires dans les mêmes types de cas (Schreyer, 2010, 2012). Cela n’est pas toujours possible, car les cas de consultation externe et les cas d’hospitalisation sont souvent classés selon différents types de cas en utilisant des systèmes de classification différents. Et, dans certaines circonstances, il n’existe pas de classification des types de cas pour les traitements en consultation externe.

Le biais de substitution est attribuable aux changements de qualité des soins hospitaliers découlant de déplacements entre les types de cas qui ne sont pas saisis par l’indice d’activités pondéré par les coûts. Par contre, un indice d’activités pondéré par la valeur saisit ce genre de variation de la qualité et ne présente pas de biais de substitution. Dans un indice d’activités pondéré par la valeur, les pondérations appliquées pour agréger les traitements ont pour fondement l’effet des traitements sur l’état de santé. Dans la mesure où le changement de composition des traitements, c'est-à-dire le passage d’un traitement en hospitalisation à un traitement en consultation externe moins coûteux, n’a aucun effet sur l’état de santé, un indice pondéré par la valeur indiquera une diminution du prix de la production de services hospitaliers, mais ne montrera aucune variation du volume de cette production ⁶ .

Pour construire un indice d’activités pondéré par les coûts, les traitements sont classés selon divers types de cas. Le niveau de détail de la classification des traitements peut entraîner un biais lorsque l’on utilise des niveaux plus agrégés de classification. Dans le présent document, on parle de biais d’agrégation.

L’objectif du présent document est de construire un indice d’activités pondéré par les coûts pour le secteur hospitalier et d’examiner l’ampleur des biais de substitution et d’agrégation. La production du secteur hospitalier comprend les soins prodigués en hospitalisation et en consultation externe. L’unité de production est définie comme étant le nombre d’épisodes de traitement obtenus par les patients à l’hôpital, plus précisément, le nombre de sorties de l’hôpital (ou congés) par type de cas (les statistiques sur les patients sont tirées des registres des congés des patients). Dans le présent rapport, les termes « cas », « traitement » et « congé » sont utilisés indifféremment.

L’indice d’activités pondéré par les coûts du volume de production du secteur hospitalier Q est exprimé sous forme d’une agrégation de Tornqvist du nombre de cas, selon le type de cas, en utilisant les coûts unitaires comme pondérations : 

où Description de l'image(2) est le nombre de cas pour le type de cas i; Description de l'image(3) est le coût unitaire par traitement pour le type de cas i; et Description de l'image(4) est la part du type de cas i dans le coût total ⁷ .

L’indice du volume de la production du secteur hospitalier est alors utilisé pour dériver l’indice des prix de la production du secteur hospitalier.

Une autre approche consiste à construire l’indice des prix des services hospitaliers et à dériver l’indice de volume comme étant les dépenses totales du secteur hospitalier. Le choix entre les deux méthodes est principalement dicté par les données disponibles. Par exemple, l’Allemagne et le Danemark utilisent la méthode de déflation et construisent l’indice des prix des services hospitaliers, tandis que les Pays-Bas construisent l’indice du volume de la production de services hospitaliers (Schreyer, 2010). Le Bureau of Labour Statistics (BLS) utilise la méthode de déflation pour construire l’indice des prix à la production (IPP) des dépenses hospitalières aux États-Unis (Carton et Murphy, 1996). Le BLS échantillonne les coûts des traitements en hospitalisation et en consultation externe, et calcule l’indice des prix des dépenses hospitalières comme étant la somme pondérée des coûts unitaires des traitements en hospitalisation et en consultation externe, en utilisant leurs parts respectives des coûts comme pondérations ⁸ .

Au Canada, le coût unitaire (pondération de l'intensité des ressources) représente plutôt l’intensité relative des ressources observée pour les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe comparativement au cas d’hospitalisation moyen, auquel on attribue une valeur de 1,0. Afin d'utiliser la méthode de déflation pour calculer l'indice des prix de la production du secteur hospitalier puis calculer l'indice de volume, les estimations de la pondération de l'intensité des ressources (PIR) doivent être converties en valeurs monétaires en multipliant les PIR par les valeurs appropriées du coût par cas pondéré (CPCP) comme on l'a fait pour le projet pilote de l'OCDE effectué pour comparer les niveaux des prix des dépenses hospitalières des pays de l'OCDE (Koechlin et coll., 2010). Par contre, il est plus simple de construire l'indice du volume de la production du secteur hospitalier puis de calculer l'indice des prix implicite, parce que les valeurs des PIR peuvent être employées directement pour estimer la part des types de cas dans les coûts totaux utilisés pour estimer l'indice de volume.

Afin d’examiner le biais de substitution dans l’indice d’activités pondéré par les coûts, on combine les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe appartenant aux mêmes types de cas, et on utilise alors les mêmes coûts unitaires pour pondérer les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe. Ensuite, on compare l’estimation résultante à l’estimation calculée en classant les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe comme des activités distinctes, puis en les pondérant en utilisant des coûts unitaires différents.

L’approche adoptée dans la présente étude a été proposée par Schreyer (2010, 2012), mais n’avait pas été mise en oeuvre antérieurement parce que les classifications des traitements en consultation externe diffèrent souvent de celles des traitements en hospitalisation, ou n’existent tout simplement pas.

Une autre solution consiste à supposer que, sans le changement en faveur du traitement en consultation externe, la croissance des services prodigués en hospitalisation et en consultation externe serait la même. Dans ces conditions, l’augmentation relativement plus rapide des activités en consultation externe serait due entièrement à la substitution. La croissance des cas de consultation externe en excès de celle des cas d’hospitalisation est pondérée en utilisant les coûts unitaires des cas d’hospitalisation moyens pour calculer une mesure directe de rechange de la production. Cette mesure repose sur l’hypothèse que le traitement en consultation externe donne les mêmes services de santé que les traitements en hospitalisation. La différence entre la nouvelle estimation et l’estimation originale donne une mesure du biais de substitution.

3   Données

Les hôpitaux fournissent des soins en hospitalisation, des soins en consultation externe et participent à des activités de recherche, d’enseignement et de services sociaux. Les services d’hospitalisation et de consultation externe représentaient 92,5 % du total des dépenses hospitalières en 2007, soit un léger recul par rapport aux 94,6 % observés en 1999 (ICIS, 2012a).

La mesure directe de la production du secteur hospitalier construite dans le présent document couvre toutes les provinces sauf le Québec, pour lequel des données chronologiques cohérentes ne sont pas disponibles ⁹ . La valeur nominale de la production du secteur hospitalier est estimée d’après les dépenses hospitalières totales, qui sont tirées des états des résultats de tous les hôpitaux figurant dans la Base de données canadienne SIG (BDCS).

Les données sur les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe sont tirées des registres des congés des patients. L’indice de volume construit dans le présent document couvre les traitements en hospitalisation et en consultation externe, mais n’englobe pas les autres activités hospitalières, qui ne représentent qu’environ 5 % du total des dépenses hospitalières.

Les bases de données utilisées pour estimer la valeur nominale de l’indice du volume de la production du secteur hospitalier ont la même couverture des hôpitaux (ICIS, 2011c) ¹⁰ . L’indice du volume de la production du secteur hospitalier estimé d’après les données des registres des congés des patients peut être comparé au total des dépenses hospitalières tirées de la BDCS pour calculer un indice des prix de la production du secteur hospitalier.

3.1  Dépenses hospitalières totales

La valeur des dépenses totales des hôpitaux canadiens est tirée de la BDCS, tenue à jour par l’ICIS (ICIS, 2011c). La BDCS comprend l’information financière provenant des bilans et des états des résultats des hôpitaux ¹¹ . Les dépenses hospitalières totales sont publiées dans la publication Tendances des dépenses nationales de santé (ICIS, 2011a) et constituent la source des données utilisées pour estimer la production brute du secteur hospitalier dans le Système de comptabilité nationale du Canada ¹² .

3.2  Hospitalisations

Les données sur le traitement en hospitalisation proviennent de la Base de données sur les congés des patients (BDCP), tenue à jour par l’ICIS (ICIS, 2012b). La BDCP contient des renseignements administratifs, cliniques et démographiques sur les personnes hospitalisées dans toutes les provinces sauf le Québec.

Dans la BDCP, les patients hospitalisés sont classés dans l’une de 21 catégories cliniques principales (CCP) (voir plus bas) en fonction de leur diagnostic « principal ». Dans chaque CCP, les patients hospitalisés sont en outre classés dans un des quelque 600 groupes de maladies analogues (GMA), dans lesquels sont agrégés les cas ayant des caractéristiques cliniques et de consommation des ressources similaires. Ces données peuvent être désagrégées encore davantage selon l’âge du patient ou la gravité de la maladie pour obtenir des groupes plus homogènes de patients dont les demandes de ressources sont similaires. Pour 2009, il existe 21 CCP et 570 GMA. Les nombres de groupes d’âge et de catégories de complexité/comorbidité ont évolué légèrement au cours du temps : pour la période de 2002 à 2004, quatre niveaux de complexité et trois groupes d’âge; après 2004, des groupes d’âge plus détaillés et six niveaux de comorbidité (ICIS, 2007b) ¹³ .

Les coûts unitaires, ou pondérations de l'intensité des ressources (PIR), sont calculés pour les patients hospitalisés appartenant à un GMA, un groupe d’âge et une catégorie de complexité/comorbidité particuliers ¹⁴ . Toutes les PIR sont calculées par rapport à un cas d'hospitalisation moyen, auquel on attribue une PIR de 1,0. Par exemple, un patient dont la PIR est égale à 2,0 nécessiterait deux fois plus de ressources que le patient moyen durant son traitement à l’hôpital ¹⁵ .

Dans le présent article, les PIR sont utilisées pour agréger les cas d’hospitalisation sur l’ensemble des types de cas pour calculer l’indice du volume de soins hospitaliers aux patients hospitalisés.

3.3  Consultations externes

Les données sur les services de consultation externe pour toutes les provinces sauf l’Ontario, le Québec et l’Alberta proviennent de la BDCP. Les données sur les consultations externes pour l’Ontario proviennent du Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA) de l’ICIS. Les données sur les consultations externes pour l’Alberta et le Québec ne sont pas disponibles pour la période examinée dans le présent document.

Dans la BDCP, une distinction est faite entre les traitements en hospitalisation et les traitements en consultation externe. Les cas d’hospitalisation et de consultation externe sont classés selon les mêmes types de cas au niveau de classification agrégé, mais selon différents types de cas à des niveaux de classification plus détaillés. Chaque cas de consultation externe et chaque chirurgie d’un jour sont classés dans une des 21 catégories cliniques principales (CCP) au niveau agrégé, et dans un des environ 100 groupes de chirurgies d’un jour (GCJ) au niveau détaillé de classification selon l’intervention principale enregistrée. Les cas classés dans un même groupe de GCJ constituent un groupe homogène dont les épisodes cliniques sont similaires et qui requièrent des ressources similaires.

Dans le SNISA, chaque cas de consultation externe et chaque chirurgie d’un jour sont classés dans un des environ 20 groupes ambulatoires principaux (GAP) au niveau agrégé et dans un des environ 300 types de cas en utilisant le Système global de classification ambulatoire (SGCA). Le SGCA fournit une classification plus détaillée des cas de consultation externe que les GCJ dans la BDCP, mais les classifications sont similaires, et les GAP peuvent être mis en correspondance avec les CCP.

Un coefficient de PIR est attribué à chaque cas de consultation externe. Comme la PIR pour les cas de consultation externe est comparable à la PIR pour les cas d’hospitalisation (Hicks et Zhang, 2003), les indices du volume des cas d’hospitalisation et des cas de consultation externe peuvent être combinés pour obtenir l’indice du volume de la production du secteur hospitalier.

La présente étude porte sur la période allant de 2002 à 2010, parce que les données pour cette période sont cohérentes et qu’aucune modification importante de la classification des cas d’hospitalisation et des cas de consultation externe n’a eu lieu durant la période ¹⁶ . Les deux bases de données des registres des hôpitaux utilisées dans la présente analyse ont pour référence l’exercice allant d’avril à mars; les données ont été converties aux années civiles en se fondant sur le mois au cours duquel a eu lieu le congé du patient.

4   Mesures directes de la production

La présente section donne les mesures directes de la production du secteur hospitalier pour la période de 2002 à 2010 pour toutes les provinces, sauf le Québec ¹⁷ , pour lequel on ne dispose pas de données cohérentes. Comme les données sur les patients traités en consultation externe ne sont pas disponibles pour l’Alberta ¹⁸ , on a supposé que la croissance de l’indice du volume des soins en consultation externe en Alberta est égale à la croissance moyenne des soins en consultation externe dans les autres provinces.

De 2002 à 2010, le nombre de cas d’hospitalisation a augmenté légèrement pour passer de 2,36 millions à 2,41 millions (graphique 1). Cependant, le nombre de cas de consultation externe et de chirurgie d’un jour a presque doublé pour passer de 1,18 million à 2,02 millions, soit une hausse qui a été attribuée à une évolution du traitement en hospitalisation vers la chirurgie d’un jour pour les interventions chirurgicales non urgentes (ICIS, 2007a).

La présente analyse donne d’abord l’indice d’activités pondéré par les coûts de la production du secteur hospitalier lorsque les cas d’hospitalisation et de consultation externe sont classés selon des types de cas différents et que des coûts unitaires différents sont utilisés pour agréger les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe. En particulier, l’indice est estimé en agrégeant les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe au niveau de classification le plus détaillé. Les cas d’hospitalisation sont ensuite désagrégés davantage selon le groupe d’âge du patient et la gravité de la maladie ou de l’affection. On examine ensuite les biais de substitution et d’agrégation. Enfin, l’estimation est comparée à celle produite par le Système de comptabilité nationale du Canada.

4.1  Indice d’activités pondéré par les coûts, cas d’hospitalisation et cas de consultation externe classés selon différents types de cas

Le tableau 1 donne l’indice du volume de la production du secteur hospitalier pour la période de 2002 à 2010 obtenu lorsque les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe sont classés selon différents types de cas et que différents coûts unitaires sont utilisés pour les pondérer.

L’indice du volume des soins prodigués en hospitalisation a augmenté de 0,6 % par année. La croissance a été plus forte que l’augmentation du nombre non pondéré de cas d’hospitalisation (0,3 %). La différence signale une évolution de la nature des cas d’hospitalisation vers ceux dont l'intensité des ressources est plus importante (par exemple, les patients âgés) (ICIS, 2007a), en raison du vieillissement de la population. D’autres facteurs qui ont contribué à la différence comprennent une augmentation du nombre de cas faisant intervenir des technologies à forte intensité de ressources et l’évolution générale du traitement en hospitalisation vers le traitement en consultation externe.

L’indice du volume des soins prodigués en consultation externe a augmenté de 8,6 % par année. Cette croissance a, elle aussi, été plus forte que l’augmentation du nombre non pondéré de cas de consultation externe (6,9 %), et reflète l’usage plus important de technologies à forte intensité de ressources.

L’indice du volume de la production du secteur hospitalier dans son ensemble s’obtient en agrégeant les indices du volume des traitements en hospitalisation et en consultation externe en utilisant leur part respective des coûts comme pondération ¹⁹ . L’indice du volume de la production du secteur hospitalier a augmenté de 1,7 % par année, soit une progression plus faible que l’augmentation du nombre total de cas d’hospitalisation et de cas de consultation externe (2,8 %). La différence tient principalement à des changements de composition des soins hospitaliers en faveur du traitement en consultation externe, qui consomme moins de ressources et, par conséquent, coûte moins cher que le traitement en hospitalisation. Donc, le changement, ou la « substitution », réduit la croissance de l’indice du volume des services hospitaliers.

En utilisant les mêmes bases de données, Yu et Ariste (2009) ont construit un indice d’activités pondéré par les coûts pour le secteur hospitalier (sauf celui du Québec) pour les périodes de 1996 à 2000 et de 2003 à 2005. L’estimation pour 2003 à 2005 présentée ici est presque identique à leurs estimations : toutes deux indiquent une croissance de 2,6 % par année de l’indice du volume de la production du secteur hospitalier (données non présentées).

Pour les estimations du tableau 1, les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe ont été classés selon des types de cas à un fin niveau d’agrégation. Afin d’évaluer l’effet du niveau d’agrégation, une autre estimation est calculée en utilisant un niveau plus élevé d’agrégation — celui de la catégorie clinique principale (CCP) ²⁰ . Le coût unitaire pour une CCP est calculé comme étant la moyenne des coûts unitaires des types de cas détaillés qui constituent la CCP. Les différences de coûts unitaires selon le groupe d’âge et la gravité de la maladie ou de l’affection ne sont pas prises en considération.

L’utilisation de niveaux de classification plus agrégés réduit la croissance de l’indice du volume de la production du secteur hospitalier de 0,6 point de pourcentage par année (tableau 2). Ce biais d’agrégation s’observe pour les soins en hospitalisation ainsi que pour ceux prodigués en consultation externe, ce qui réduit la croissance annuelle de l’indice du volume des soins en hospitalisation de 0,6 point de pourcentage, et celle de l’indice du volume des soins en consultation externe de 0,4 point de pourcentage.

4.2  Indice d’activités pondéré par les coûts, cas d’hospitalisation et cas de consultation externe classés dans le même type de cas

Dans la mesure où les traitements en hospitalisation et en consultation externe de la même maladie ou affection ont un effet similaire sur l’état de santé, mais qu’il y a eu une évolution vers le traitement en consultation externe moins coûteux, l’indice pondéré par les coûts sous-estimera la croissance.

Afin d’évaluer le biais de substitution qui se produit lorsque les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe sont classés selon des types de cas différents, on les groupe en utilisant la même classification et on les classe dans une des 21 CCP. Les coûts unitaires relatifs pour les cas d’hospitalisation sont utilisés comme pondération pour agréger les traitements en hospitalisation et les traitements en consultation externe appartenant à un même type de cas. Le résultat est comparé à l’indice d’activités pondéré par les coûts de la production du secteur hospitalier lorsque différents coûts unitaires sont utilisés pour agréger les cas d’hospitalisation et de consultation externe appartenant à la même CCP. La différence entre les deux estimations est une mesure du biais de substitution dans l’indice d’activités pondéré par les coûts.

Le biais de substitution est considérable (tableau 3). L’élimination de ce biais fait augmenter de 2,6 points de pourcentage la croissance de l’indice du volume de la production du secteur hospitalier au cours de la période de 2002 à 2010.

Le biais de substitution peut être considéré comme résultant des changements de qualité des services hospitaliers que l’indice ordinaire d’activités pondéré par les coûts ne saisit pas (Schreyer, 2010, 2012), parce qu’il repose sur l’hypothèse que les traitements en consultation externe dont le coût unitaire est plus faible sont de moins bonne qualité que les traitements en hospitalisation pour la même maladie ou affection. Donc, l’indice d’activités pondéré par les coûts indiquerait une diminution du volume de production en cas de passage du traitement en hospitalisation au traitement en consultation externe. Si les traitements en hospitalisation et en consultation externe ont les mêmes effets sur l’état de santé, un indice d’activités pondéré par les coûts corrigé pour tenir compte de la mesure de la qualité n’indiquera aucune diminution du volume de production.

Afin d’éliminer le biais de substitution et de refléter les changements de qualité résultant des changements de traitement entre les types de cas, Schreyer (2010, 2012) recommande que les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe soient regroupés si leur contribution à l’état de santé est la même. En pratique, cela n’est pas toujours possible, parce que les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe sont souvent classés selon des types de cas en utilisant différents systèmes de classification. En outre, les cas de consultation externe ne sont parfois pas classés du tout. Dans de telles conditions, l’indice d’activités pondéré par les coûts peut sous-estimer gravement l’indice du volume de la production du secteur hospitalier en cas de mouvement important vers le traitement en consultation externe, comme cela s’est produit au Canada.

4.3  Indice d’activités pondéré par les coûts issu d’un scénario contre-factuel

À la sous-section 4.2, on a examiné l’ampleur du biais de substitution en utilisant un niveau peu détaillé de désagrégation des cas d’hospitalisation et de consultation externe. Idéalement, il faudrait l’examiner à un niveau plus fin de désagrégation. Pour évaluer la robustesse du biais de substitution estimé, la présente sous-section donne une autre estimation, à un niveau plus fin de détail, en émettant l’hypothèse que la croissance du nombre de cas d’hospitalisation et du nombre de cas de consultation externe serait la même sans la substitution. Par conséquent, la différence entre les taux de croissance des nombres de cas de consultation externe et de cas d’hospitalisation est entièrement due à la substitution ²¹ . La croissance des cas de consultation externe en surplus de la croissance des cas d’hospitalisation est pondérée en utilisant le coût unitaire des cas d’hospitalisation moyens. La différence entre la nouvelle estimation et l’estimation originale donne une évaluation du biais de substitution dans l’indice d’activités pondéré par les coûts de la production du secteur hospitalier.

Les résultats de ce scénario contre-factuel révèlent également un biais de substitution important dans l’indice d’activités pondéré par les coûts (tableau 4). L’indice du volume estimé de la production du secteur hospitalier fondé sur le scénario contre-factuel indique une augmentation de 4,0 % par année au cours de la période de 2002 à 2010, comparativement à une augmentation de 1,7 % par année pour l’indice ordinaire d’activités pondéré par les coûts.

4.4  Croissance de la productivité du secteur hospitalier

Le tableau 4 résume les différentes estimations de la mesure directe de la production du secteur hospitalier et présente les indices des volumes et des prix ²² . L'indice des prix est calculé en divisant les dépenses hospitalières totales par l’indice du volume de la production.

L’estimation privilégiée est l’indice d’activités pondéré par les coûts fondé sur l’agrégation des types de cas à un fin niveau de détail et corrigé du biais de substitution. La croissance de cet indice d’activités pondéré par les coûts, ajusté pour tenir compte de la qualité de la production du secteur hospitalier, peut être calculée comme la somme de la croissance de l’indice de volume estimé en utilisant des classifications différentes pour les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe à un fin niveau de détail (1,7 % par année) et du biais de substitution dans cette estimation (2,6 %). Ou bien, il peut être calculé comme étant la somme de l’estimation obtenue en utilisant la même classification pour les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe à un niveau d’agrégation peu détaillé (3,7 %) et du biais d’agrégation dans cette estimation (0,6 %).

L’estimation corrigée pour tenir compte de la qualité de la production du secteur hospitalier a augmenté de 4,3 % par année au cours de la période allant de 2002 à 2010. L’indice des prix de la production du secteur hospitalier calculé d’après la mesure de l’indice de volume corrigé pour tenir compte de la qualité a augmenté de 2,7 % par année. La croissance du prix des services hospitaliers est légèrement supérieure à celle du prix du produit intérieur brut au cours de la période de référence (2,5 % par année).

Le tableau 5 compare l’estimation corrigée pour tenir compte de la qualité de la mesure directe de la production du secteur hospitalier à la mesure de la production selon l’approche fondée sur les entrées utilisée dans le Système de comptabilité nationale du Canada pour la période de 2002 à 2008. Comme la mesure directe de la production du secteur hospitalier examinée dans le présent document n’englobe pas le Québec, celui-ci a également été exclu de l’estimation calculée d’après les comptes nationaux.

Dans les comptes nationaux, le produit nominal brut du secteur hospitalier est estimé d’après la valeur des dépenses hospitalières totales extraite de la Base de données canadienne SIG. Le produit brut nominal du secteur hospitalier est d’environ 10 % plus élevé que les dépenses hospitalières totales, différence qui demeure relativement stable au cours de la période de référence. Le taux de croissance du produit brut nominal du secteur hospitalier est semblable au taux de croissance des dépenses hospitalières totales. On estime que la mesure directe de la production du secteur hospitalier a augmenté de 4,2 % par année, tandis que la mesure de la production du secteur hospitalier estimée au moyen de l’indice du volume des entrées dans les comptes nationaux, qui est fondé sur le taux de croissance de toutes les entrées, a augmenté de 4,1 % par année.

Le graphique 2 offre une estimation de la productivité du travail (ratio de l’indice de volume au nombre d’heures travaillées) fondée sur la mesure directe de la production corrigée pour tenir compte de la qualité construite dans le présent document. Le nombre d’heures travaillées dans le secteur hospitalier est fourni par le Programme de la productivité du travail de Statistique Canada (Maynard, 2005), et estimé comme étant l’emploi total multiplié par le nombre moyen d’heures travaillées par travailleur. Les données sur l’emploi proviennent de l’Enquête sur l’emploi, la rémunération et les heures de travail, qui est conçue pour recueillir des renseignements administratifs sur l’emploi dans tous les établissements. Les données sur les heures travaillées sont fournies par l’Enquête sur la population active, une enquête mensuelle auprès des ménages conçue pour recueillir des données sur l’emploi pour tous les travailleurs.

La productivité du travail dans le secteur hospitalier canadien a augmenté de 2,6 % par année de 2002 à 2010. Cette estimation est calculée d'après un taux de croissance annuelle de 4,3 % pour la production et de 1,7 % pour le nombre d’heures travaillées.

Fondé sur le cadre de la comptabilité de la croissance de Solow (1957) et de Jorgenson et Griliches (1967), le tableau 6 présente une ventilation de la croissance de la productivité du travail de 2002 à 2008 selon la contribution de l’investissement (approfondissement du capital), la contribution de l’approfondissement des entrées intermédiaires et la croissance de la productivité multifactorielle ²³ . La contribution de l’approfondissement du capital est estimée comme la croissance du capital par heure travaillée multipliée par la part du revenu du capital dans le produit brut nominal. La contribution de l’approfondissement des entrées intermédiaires est estimée comme la croissance des entrées intermédiaires par heure travaillée multipliée par la part des entrées intermédiaires. La composante résiduelle correspond à la croissance de la productivité factorielle, qui reflète l’effet des progrès technologiques et des changements organisationnels qui ne sont pas intégrés dans l’investissement en matériel médical.

Le stock de capital du secteur hospitalier est estimé d’après l’investissement en appliquant la méthode de l’inventaire permanent. Les données sur l’investissement proviennent de l’Enquête sur les dépenses en immobilisations et réparations menée annuellement. Les données sur les entrées intermédiaires proviennent des comptes d’entrées-sorties de Statistique Canada.

La croissance de la productivité du travail est en grande partie attribuable à l’approfondissement des entrées intermédiaires, qui comprend les dépenses en médicaments. La productivité multifactorielle, qui fournit une mesure plus complète de l'efficience avec laquelle les ressources sont utilisées pour produire des produits (les services aux patients), a augmenté de 0,3 % par année de 2002 à 2008 ²⁴ .

5   Conclusion

Le présent document décrit la construction d’un indice de volume expérimental de la production du secteur hospitalier en agrégeant les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe en se servant de leur part respective des coûts comme pondération. Cet indice d’activités pondéré par les coûts a été corrigé du biais de substitution et du biais d’agrégation. Le biais de substitution se produit lorsqu’on passe du traitement en hospitalisation au traitement en consultation externe et que les cas d’hospitalisation et de consultation externe sont classés selon des types de cas différents et agrégés en utilisant leurs coûts unitaires respectifs comme pondération. Le biais d’agrégation a lieu lorsque l’indice est construit en utilisant une classification par type de cas à un niveau élevé d’agrégation.

L’analyse révèle qu’il existe un biais de substitution important dans l’indice lorsque les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe sont agrégés en utilisant leurs coûts unitaires respectifs comme pondération. Le biais de substitution représente les améliorations de la qualité découlant de l’évolution vers des soins en consultation externe qui ne sont pas prises en compte dans l’indice ordinaire d’activités pondéré par les coûts.

Les résultats de la présente étude appuient la recommandation de l’Organisation de coopération et de développement économiques voulant que les cas d’hospitalisation et les cas de consultation externe ne soient pas séparés pour estimer l’indice d’activités pondéré par les coûts (Schreyer, 2010). Ils devraient plutôt être regroupés si leur contribution à l’état de santé est la même. Cependant, cela n’est pas toujours possible, parce que les hospitalisations et les consultations externes sont souvent classées selon différents types de cas en utilisant des systèmes de classification différents. Dans de telles circonstances, l’indice d’activités pondéré par les coûts peut sous-estimer gravement l’indice du volume des services hospitaliers si un mouvement a eu lieu en faveur d’un traitement en consultation externe moins coûteux donnant des résultats de santé similaires ou meilleurs.

L’estimation corrigée pour tenir compte de la qualité de la mesure directe de la production du secteur hospitalier a augmenté de 4,3 % par année de 2002 à 2010. L’indice des prix de la production du secteur hospitalier a augmenté de 2,7 % par année, soit une croissance légèrement plus forte que celle de l’indice des prix du produit intérieur brut. On estime que la productivité du travail dans le secteur hospitalier fondée sur la mesure directe de la production a augmenté de 2,6 % par année.

Le présent document est axé sur les variations de qualité dans le secteur hospitalier résultant de la tendance qu'ont les maladies ou affections traitées auparavant en hospitalisation à être traitées en consultation externe. L’étude n’aborde pas la question de l’effet sur l’indice de volume des améliorations de la qualité à l’intérieur d’une même catégorie de traitements. Dawson et coll. (2005) ont trouvé des preuves de l’amélioration de la qualité dans une même catégorie de traitement, mais l’effet n’était guère aussi important que celui du remplacement du traitement en hospitalisation par le traitement en consultation externe décrit dans le présent document.