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Données et méthodes
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Discussion

À l’échelle mondiale, le suicide est l’une des trois causes principales de décès des personnes de 15 à 44 ans1. Au Canada, environ 3 700 suicides sont enregistrés annuellement, ce qui représente plus de décès que ceux attribuables aux accidents de transport et aux actes d’agression confondus2.

L’automutilation (AM), définie comme une blessure ou un empoisonnement auto-infligé intentionnellement3, constitue un problème de santé publique étroitement apparenté. Ainsi, les données des services d’urgence de l’Alberta révèlent qu’en 2000‑2001, près de 250 cas d’automutilation ont été vus par tranche de 100 000 personnes4. Ce genre de visite à l’urgence accroît le risque de suicide subséquent de la personne5, et les visites répétées sont fréquentes. Selon un examen systématique des données de suivi tirées de 90 études observationnelles et expérimentales publiées, dans l’année qui suit, environ 2 % de ces personnes se suicideront et 16 % reviendront à l’hôpital à cause d’une automutilation6.

Le gouvernement ainsi que les groupes d’intervenants reconnaissent qu’il faut améliorer la surveillance de la santé mentale7, 8, y compris celle des tentatives de suicide9, 10, mais la surveillance de l’automutilation demeure rare au Canada. D’où la nécessité d’examiner les sources de données existantes. Les dossiers administratifs des services d’urgence sont particulièrement précieux, parce qu’ils fournissent des renseignements sur l’automutilation plus représentatifs que les données sur les admissions à l’hôpital. En effet, moins de la moitié des visites à l’urgence considérées comme des cas d’automutilation aboutissent à une hospitalisation4, 11. Cependant, la qualité des données des services d’urgence qui pourraient servir à la déclaration des cas d’automutilation n’a pas été évaluée minutieusement.

Les cas d’automutilation sont souvent repérés dans les données administratives par la présence d’un code de cause extérieure de traumatisme (codes E) de la Classification internationale des maladies (CIM) indiquant que le traumatisme est « auto-infligé ». Les analyses des données sur les admissions à l’hôpital donnent à penser que l’automutilation est parfois classée incorrectement. L’examen des dossiers d’un hôpital universitaire canadien a révélé un sous‑dénombrement de 63 % de l’automutilation dans les données sur les hospitalisations pour autoempoisonnement12. Une étude néo‑zélandaise a démontré que, comparativement aux personnes n’ayant pas été hospitalisées antérieurement, celles admises à l’hôpital pour des traumatismes ou des empoisonnements dont le code E correspondait à un traumatisme « causé de manière indéterminée quant à l’intention » (II) couraient un plus grand risque d’admission subséquente pour une automutilation et un plus grand risque de suicide (risque relatif de 13,7 et de 164,1, respectivement). Les auteurs ont avancé l’hypothèse que certains cas admis avec un code II représentaient peut‑être des cas d’automutilation dissimulés par le patient ou non reconnus par le clinicien13, mais il pourrait aussi s’agir d’un problème plus général de codage non spécifique dans les données hospitalières (p. ex. parce que les renseignements figurant dans le dossier médical du patient sont incomplets ou illisibles)14. Néanmoins, ensemble, ces résultats sous‑entendent que la recherche et la déclaration des cas basées entièrement sur les codes AM d’automutilation (à l’exclusion des codes II)4, 15, 16 peuvent être problématiques.

Les données sur la mortalité sous-estiment, elles aussi, la prévalence des suicides17, en partie parce que certains de ceux‑ci reçoivent un code II (une constatation qui a eu des incidences quant à la façon dont les suicides sont identifiés)18‑23. Une tendance semblable pourrait influencer l’étude et la déclaration de l’automutilation; autrement dit, comme dans le cas du suicide, la stigmatisation associée à l’automutilation pourrait donner lieu à des profils systématiques d’erreur de classification (les taux de résultats faussement négatifs étant supérieurs aux taux de résultats faussement positifs).

La présente étude s’appuie sur les données des services d’urgence représentatives de la population de l’Ontario pour examiner la possibilité que certains cas vus aux services d’urgence ayant reçu un code de traumatisme causé de manière indéterminée quant à l’intention (code II) pourraient, en fait, être des cas d’automutilation (AM). En premier lieu, nous quantifions les cas codés II, ainsi que ceux codés AM, selon la méthode ayant causé le traumatisme.

En deuxième lieu, nous effectuons une analyse exploratoire en vue de comparer les épisodes de référence codés II ou AM en ce qui concerne les taux de visites subséquentes à l’urgence pour une automutilation, dans l’ensemble et selon la méthode ayant causé le traumatisme lors de l’épisode de référence.

En troisième lieu, étant donné que les traumatismes par instrument tranchant ou perforant et les empoisonnements représentent la majorité des cas d’automutilation vus aux services d’urgence3, nous examinons les facteurs associés à l’attribution d’un code AM plutôt qu’un code II à ces cas. Plus précisément, nous évaluons les effets de la méthode ayant causé le traumatisme, de la gravité de ce dernier et de l’admission à l’hôpital, et nous déterminons aussi s’ils expliquent pourquoi les hommes de moins de 65 ans sont moins susceptibles que leurs homologues féminins de recevoir un code AM12. Nous émettons l’hypothèse que le code AM pourrait être attribué plus fréquemment dans les cas très graves, si la létalité est interprétée comme étant intentionnelle, ou parce que l’intensité du contact clinique facilite la détection et la consignation dans le dossier du patient. De même, les cas admis à l’hôpital pourraient recevoir plus fréquemment le code AM, parce que le processus d’admission produit des renseignements cliniques plus détaillés; par exemple, il est plus probable qu’une évaluation psychologique ait lieu24. Les analyses tiennent compte des variations entre les hôpitaux quant à l’attribution d’un code AM ou II, celles-ci reflétant des différences entre les pratiques cliniques25 et/ou administratives des établissements.

Enfin, nous illustrons l’effet du traitement des cas codés II comme des cas probables d’automutilation sur l’incidence cumulative sur 12 mois et sur le risque relatif (femmes versus hommes) d’automutilation.

Données et méthodes

Nous avons procédé à une étude de cohorte rétrospective portant sur les données des services d’urgence de l’Ontario extraites du Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA) pour la période de 12 mois allant du 1er avril 2001 au 31 mars 2002. Ces données, codées et saisies à partir du dossier médical après la clôture d’une visite à l’urgence, contiennent des renseignements démographiques et cliniques au sujet de la visite, y compris jusqu’à six codes de diagnostic et deux codes E.

Au cours de la période étudiée, 162 hôpitaux ontariens ont transmis des données complètes, 8 ont transmis des données pour certains mois seulement et 5 n’ont transmis aucune donnée. Tout cas de visite à l’urgence d’un résident de l’Ontario de 12 ans ou plus dont le dossier contenait un code E d’automutilation (CIM‑9 : E950 à 959) ou de traumatisme causé de manière indéterminée quant à l’intention (II) (CIM‑9 : E980 à 989) a été inclus dans l’échantillon étudié. L’ensemble de données final comprenait n=24 437 visites à l’urgence pour n=20 520 personnes. Les visites multiples d’une même personne ont été repérées à l’aide d’un identificateur anonyme unique. Pour les personnes s’étant présentées plus d’une fois à l’urgence durant la période étudiée, la première visite a été choisie comme épisode de référence.

Les variables qui suivent ont été attribuées à chaque enregistrement : 1) code E, catégorisé hiérarchiquement comme étant AM ou II, 2) méthode ayant causé le traumatisme, catégorisée hiérarchiquement comme traumatisme par instrument tranchant/perforant (CIM‑9 : E956/E986), empoisonnement (médicinal) (CIM‑9 : 960‑979, E950.0‑.5/E980.0‑.5), empoisonnement (non médicinal) (CIM‑9 : 980‑989, E950.6‑952/E980.6‑982) et autres traumatismes, 3) gravité, selon le niveau de priorité de l’Échelle canadienne de triage et de gravité (ECTG)26, catégorisée comme réanimation/très urgent, urgent, ou moins urgent/non urgent, et 4) admission à l’hôpital, catégorisée comme « oui » quand l’enregistrement du SNISA pouvait être relié à un enregistrement d’admission subséquente dans la Base de données sur les congés des patients (DAD) ou « non », 5) âge, catégorisé comme étant de 12 à 17 ans, de 18 à 64 ans ou 65 ans et plus, et 6) sexe. L’information précisant dans quel établissement la visite à l’urgence a eu lieu a également été retenue.

Nous avons calculé les taux de visites subséquentes à l’urgence à cause d’une automutilation pour 100 000 années‑personnes, selon la méthode ayant causé le traumatisme et le code E à l’épisode de référence. Les numérateurs étaient les nombres de personnes ayant fait une visite subséquente à l’urgence pour une automutilation (avant la fin du suivi, le 31 mars 2002). Les dénominateurs correspondaient à la somme des années‑personnes, calculées de la date du congé du service d’urgence ou de la date du congé de l’hôpital (dans le cas d’une admission) enregistrée pour l’épisode de référence jusqu’à un événement subséquent d’automutilation ou jusqu’à la fin de la période de suivi. Chaque personne a contribué de 0 à 364 jours au dénominateur. Les personnes décédées au moment de l’arrivée au service d’urgence ou pendant l’hospitalisation pour l’épisode de référence ont été exclues de l’analyse (n=161). Les effets ont été estimés à l’aide des ratios des taux (RT) et de leurs intervalles de confiance (IC) à 95 %27.

Nous avons analysé par régression logistique multiniveaux le codage AM versus II pour les épisodes de référence comportant un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement. La proportion d’épisodes de référence considérés comme des cas d’automutilation par les établissements variait de 0 % à 100 % (médiane 76,2 %; intervalle interquartile de 62,0 % à 87,5 %), variation dont nous avons tenu compte au moyen d’une ordonnée à l’origine aléatoire. Dans les modèles, nous avons permis aux effets des variables au niveau individuel de varier d’un hôpital à l’autre (en utilisant des pentes aléatoires). Nous avons estimé les effets au moyen des rapports de cotes (RC) et de leurs IC à 95 %, d’abord pour les modèles non ajustés, puis pour un modèle ajusté qui contenait toutes les variables énumérées.

Nous avons démontré l’effet de diverses définitions de l’automutilation à l’aide d’estimations de l’incidence cumulative sur 12 mois selon l’âge et le sexe. Les numérateurs étaient les nombres de personnes identifiées comme s’étant présentées au service d’urgence à cause d’une automutilation durant la période étudiée, déterminés en se basant sur trois définitions de l’automutilation. Chaque définition comprenait les enregistrements codés AM, mais le traitement des cas codés II différait. La définition 1 (AM1) excluait entièrement les cas de visites à l’urgence codés II. La définition 2 (AM2) incluait les cas de visites à l’urgence codés II s’ils correspondaient à un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement. La définition 3 (AM3) incluait tous les cas de visites à l’urgence codés II, indépendamment de la méthode ayant causé le traumatisme. Les dénominateurs étaient les estimations démographiques selon l’âge et le sexe pour l’Ontario, fondées sur les estimations du Recensement de 2001.

Nous avons exécuté les analyses en SAS28, sauf dans le cas des modèles multiniveaux, pour lesquels nous nous sommes servies du logiciel HLM29. L’étude a été approuvée par les comités d’éthique de la recherche de l’hôpital St Michael et du Sunnybrook Health Sciences Centre. 

Résultats

Le tableau 1 donne le nombre total de visites aux services d’urgence de l’Ontario dans l’échantillon étudié, selon la méthode ayant causé le traumatisme et le code E. Dans l’ensemble, pour deux visites à l’urgence codées AM, une visite était codée II. Cependant, ce ratio variait selon la méthode ayant causé le traumatisme. Pour les visites à la suite d’un empoisonnement non médicinal ou d’autres traumatismes, les codes II étaient plus nombreux que les codes AM.

Tableau 1
Taille de l’échantillon étudié, selon la méthode ayant causé le traumatisme et le code E

Le tableau 2 donne le taux de visites subséquentes à l’urgence à cause d’une automutilation pour les épisodes de référence codés AM ou II, selon le code E et selon la méthode ayant causé le traumatisme au moment de l’épisode de référence. Parmi les cas dont l’épisode de référence était codé AM, le taux le plus élevé de visites subséquentes à l’urgence à la suite d’une automutilation s’observe quand l’épisode de référence comportait un traumatisme par instrument tranchant/perforant. Les taux de visites subséquentes à l’urgence à la suite d’une automutilation étaient plus faibles pour les épisodes de référence appartenant aux autres catégories (empoisonnement médicinal, empoisonnement non médicinal et autres traumatismes), et les écarts entre ces taux étaient moins prononcés. Inversement, chez les personnes dont l’épisode de référence avait reçu le code II, le taux de visites subséquentes à l’urgence à la suite d’une automutilation variait davantage — le taux était près de dix fois plus élevé dans le cas des épisodes de référence comportant un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement que pour les autres traumatismes [(RT (IC à 95 %) : 9,86 (6,86, 16,55)].

Tableau 2
Cas subséquents d’automutilation (AM) dans les dossiers des services d’urgence, selon la méthode ayant causé le traumatisme et le code E au moment de l’épisode de référence, population de 12 ans et plus, Ontario, du 1er avril 2001 au 31 mars 2002

Quelle que soit la méthode ayant causé le traumatisme, le taux de visites subséquentes à l’urgence à la suite d’une automutilation était plus élevé si l’épisode de référence avait été codé AM plutôt que II. Dans l’ensemble, ce taux était près de quatre fois plus élevé pour les personnes dont l’épisode de référence était codé AM que pour celles dont l’épisode de référence était codé II. L’écart était nettement moins prononcé pour celles dont l’épisode de référence comportait un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement que pour celles pour lesquelles il s’agissait d’autres traumatismes [RT (IC à 95 %) : 2,15 (1,89, 2,48) contre 13,45 (8,84, 22,96)].

Le tableau 3 donne les facteurs associés à l’attribution d’un code AM plutôt que II pour les épisodes de référence comportant un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement. Comme nous l’avions supposé, la méthode ayant causé le traumatisme, la gravité du traumatisme et l’admission à l’hôpital sont des facteurs qui sont tous associés de manière significative à l’attribution d’un code AM par opposition à II. Néanmoins, les effets combinés de ces facteurs n’expliquent pas entièrement les différences selon le sexe observées chez les personnes de moins de 65 ans.

Tableau 3
Facteurs associés à l’attribution d’un code d’automutilation (AM) versus un code d’intention indéterminée (II) dans les épisodes de référence comportant un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement dans les dossiers des services d’urgence, population de 12 ans et plus, Ontario, du 1er avril 2001 au 31 mars 2002

La figure 1 illustre l’effet des différentes définitions de l’automutilation sur les estimations de l’incidence cumulative sur 12 mois des visites aux services d’urgence à la suite d’une automutilation. Dans l’ensemble, les estimations étaient de 127,3 pour 100 000 personnes (AM1), 167,7 pour 100 000 personnes (AM2) et 203,9 pour 100 000 personnes (AM3) (données non présentées). Comparativement à la définition classique de l’automutilation (AM1), les définitions AM2 et AM3 représentent un accroissement de 32 % et de 60 %, respectivement. Néanmoins, la forme de la courbe demeure généralement la même. Sous chaque définition, les taux de visites à l’urgence à la suite d’une automutilation passent par un sommet chez les 15 à 19 ans, puis diminuent aux âges plus avancés.

Figure 1
Incidence cumulative sur 12 mois (pour 100 000 personnes) de l’automutilation (AM) dans les dossiers des services d’urgence sous diverses définitions, selon le groupe d’âge, population de 12 ans et plus, Ontario, du 1er avril 2001 au 31 mars 2002

Le tableau 4 illustre l’effet des diverses définitions sur le risque relatif de visite à l’urgence à la suite d’une automutilation chez les femmes comparativement aux hommes. Les définitions AM2 et AM3 atténuent les différences entre les hommes et les femmes, mais l’effet le plus prononcé s’observe pour le groupe des 12 à 17 ans.

Tableau 4
Risque relatif (femmes versus hommes) d’automutilation (AM) dans les dossiers des services d’urgence sous diverses définitions, selon le groupe d’âge, population de 12 ans et plus, Ontario, du 1er avril 2001 au 31 mars 2002

Discussion

La présente étude, fondée sur un grand échantillon représentatif de la population de l’Ontario, consiste à dégager des données des services d’urgence les cas dont le code E (cause extérieure de traumatisme) correspond à une automutilation (AM) comparativement à une cause indéterminée quant à l’intention (II). Les résultats corroborent et étoffent ceux d’études antérieures limitées à un seul hôpital et axées sur les cas hospitalisés. Les résultats mettent en relief le nombre considérable de cas examinés à l’urgence pour un traumatisme ou un empoisonnement codés II, lesquels, comparativement aux cas codés AM, sont beaucoup plus fréquents dans les données des services d’urgence que dans celles relatives aux admissions à l’hôpital. À l’échelle du Canada, les données sur les admissions à l’hôpital contiennent cinq fois plus d’enregistrements codés AM que d’enregistrements codés II30, 31; par contre, dans les données des services d’urgence de l’Ontario sur lesquelles se fonde la présente analyse, le ratio était de deux pour un.

La présente étude donne à penser que les données administratives des services d’urgence de l’Ontario sous‑estiment la prévalence de l’automutilation, parce que certains cas de visite à l’urgence auxquels est attribué un code II, surtout ceux de traumatisme par objet tranchant/perforant ou d’empoisonnement, constituent vraisemblablement des cas d’automutilation. Cette observation est fondée sur la tendance concernant les visites subséquentes à l’urgence pour une automutilation. En particulier, le taux de visites subséquentes pour une automutilation parmi les personnes dont l’épisode de référence était codé II était près de dix fois plus élevé pour les cas de traumatisme par instrument tranchant/perforant ou d’empoisonnement que pour les cas d’autre traumatisme. En outre, l’écart entre les taux de visites subséquentes dues à une automutilation pour les épisodes de référence codés AM et II diminue quand ces épisodes correspondent à un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou à un empoisonnement.

Une analyse limitée aux cas de visite à l’urgence pour un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement révèle que le traumatisme par instrument tranchant/perforant, le niveau élevé de gravité et l’admission à l’hôpital sont des facteurs qui sont chacun associés à l’attribution d’un code AM plutôt qu’un code II. Ces résultats appuient nos hypothèses selon lesquelles la létalité est peut‑être interprétée comme une indication d’acte délibéré et le processus d’admission à l’hôpital facilite peut-être la détection de ces actes délibérés. Cependant, les effets combinés de la méthode ayant causé le traumatisme, de la gravité du traumatisme et de l’admission à l’hôpital ne permettent pas d’expliquer pourquoi, comparativement à leurs homologues féminins, les hommes de moins de 65 ans reçoivent moins souvent un code AM.

Quand les cas vus par les services d’urgence ayant reçu un code II sont traités comme des cas probables d’automutilation, l’estimation de l’incidence cumulative sur 12 mois de l’automutilation augmente de 60 %. Sous une définition plus modérée ne comprenant que les cas codés II relatifs à un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement, le taux augmente de 32 %. Les deux définitions de rechange atténuent l’écart entre les taux d’automutilation chez les hommes et chez les femmes, particulièrement parmi les jeunes.

Limites

Plusieurs limites doivent être prises en compte pour interpréter ces résultats.

En premier lieu, comme les données provenant des services d’urgence ne sont pas complètes pour la période antérieure à celle de l’étude (2001‑2002), la cohorte n’a pas pu être créée à partir de la toute première visite au service d’urgence codée AM ou II. Par conséquent, l’échantillon comprend un nombre important, mais indéterminé, de personnes ayant des antécédents de visites au service d’urgence pour une automutilation. Ces antécédents pourraient avoir une incidence sur le risque de visites subséquentes à l’urgence pour une automutilation ainsi que sur l’attribution du code AM comparativement à II, de même que sur l’association avec les autres variables examinées dans la présente analyse.

En deuxième lieu, l’analyse des visites subséquentes à l’urgence pour une automutilation ne tient pas compte de la censure. Autrement dit, les personnes qui sont décédées ou qui ont quitté la province après l’épisode de référence (mais avant la fin du suivi) n’ont pas été exclues du calcul du nombre d’années‑personnes figurant au dénominateur (après l’événement de censure). Cette omission a pour effet de surestimer le dénominateur, donc, de sous‑estimer les taux de visites subséquentes pour une automutilation. Toutefois, étant donné la brièveté du suivi (moins d’un an), cette censure n’a vraisemblablement pas une forte incidence sur les résultats.

En troisième lieu, l’analyse n’inclut pas les traumatismes et les empoisonnements dont le code de la cause est « accidentel ». Même s’il paraît plus vraisemblable que les cas soupçonnés d’automutilation soient codés II, étant donné le grand nombre de cas de traumatisme et d’empoisonnement accidentels qui se présentent à l’urgence32, ceux-ci pourraient en fait comprendre un nombre absolu élevé de cas non identifiés d’automutilation.

En quatrième lieu, afin de maintenir la spécificité de la mesure du résultat, les cas de visites à l’urgence codés II n’ont pas été inclus dans la définition des cas de visites subséquentes à l’urgence pour une automutilation, malgré la constatation qu’il pourrait en être ainsi de certains d’entre eux.

En cinquième lieu, en l’absence d’une norme d’or pour déterminer l’automutilation, il n’a pas été possible d’établir directement la validité des données. Rhodes et ses collègues ont procédé à une étude de fiabilité interévaluateurs, ainsi qu’à une analyse en classes latentes, pour un échantillon de cas d’autoempoisonnement admis dans un seul hôpital12, mais ces méthodes ont été considérées comme dépassant le cadre de la présente étude, étant donné les aspects logistiques de leur répétition sur un aussi grand ensemble de données.

Enfin, les données administratives ne reflètent pas entièrement le fardeau de l’automutilation dans la collectivité. Ainsi, selon une étude menée au Royaume‑Uni, 6,9 % d’élèves de 15 et 16 ans ont déclaré s’être automutilés l’année qui a précédé l’étude, mais seulement un sur huit s’était présenté à l’hôpital33.

Conclusion

Des études antérieures ont laissé entendre que certains enregistrements d’hospitalisation à la suite d’un traumatisme ou d’un empoisonnement contenant un code d’intention indéterminée (II) pourraient, en fait, être des cas d’automutilation (AM). Au moyen de données provenant des services d’urgence de l’Ontario, qui constituent une source plus représentative d’information sur l’automutilation, nous avons découvert que cette observation s’applique le plus vraisemblablement aux cas de visite à l’urgence à la suite d’un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou d’un empoisonnement.

Les résultats de l’étude donnent à penser que traiter les cas de visite au service d’urgence codés II comme des cas probables d’automutilation est une démarche appropriée en ce qui concerne la recherche sur l’automutilation et la déclaration des cas. Cependant, afin de maintenir la spécificité (réduire au minimum les résultats faussement positifs), il est conseillé de repérer les cas de visite à l’urgence codés II relatifs à un traumatisme par instrument tranchant/perforant ou un empoisonnement.

Cependant, ces mesures ne résolvent pas le problème sous‑jacent, c’est‑à‑dire la mesure dans laquelle les codes E de cause extérieure correspondant à une intention indéterminée (II) figurent dans les données des services d’urgence. Kaida et ses collègues offrent une discussion approfondie des stratégies adoptées par les services d’urgence en vue d’améliorer les données de surveillance des traumatismes14. De même, à la lumière des variations de la qualité des données relatives au code E selon la sphère de compétence, les Centers for Disease Control and Prevention des États‑Unis ont recommandé dans un rapport récent d’améliorer les données au niveau de l’État grâce à des stratégies touchant à la communication entre les intervenants, la qualité des données et l’utilité de ces dernières pour la surveillance des traumatismes et les activités de prévention34.

L’Association canadienne pour la prévention du suicide a élaboré un plan détaillé pour une stratégie canadienne de prévention du suicide qui, conformément aux stratégies internationales35‑37, comprend une composante de surveillance. L’utilisation des sources existantes de données, notamment les dossiers des services d’urgence, représentent à cet égard une option éventuelle. L’utilisation de ces sources au lieu d’établir des systèmes spécialisés de surveillance de l’automutilation38 a notamment pour avantages d’être peu coûteuse et d’offrir une couverture temporelle et géographique complète. Cependant, à l’heure actuelle, le Canada n’est pas doté d’un système national de données des services d’urgence. Le Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA), dont ont été extraites les données étudiées ici, constitue une occasion de communiquer des statistiques nationales, mais le faible taux de participation a été cité comme une limite39. En 2006‑2007, la transmission des données des services d’urgence au SNISA était obligatoire en Ontario et la collecte de ces données était effectuée par certains établissements de la Colombie‑Britannique, du Yukon, de l’Île‑du‑Prince‑Édouard et de la Nouvelle‑Écosse40. Au moins une autre province (Alberta) tient à jour des données sur les services d’urgence qui peuvent être utilisées pour l’étude et la déclaration des cas d’automutilation4.

Si les incidences des résultats de la présente analyse sont spéculatives sur le plan clinique, elles sont plus robustes en ce qui concerne l’étude et la déclaration des cas d’automutilation. Le fait de traiter les cas de visite à l’urgence codés II comme des cas probables d’automutilation accroît l’incidence cumulative sur 12 mois. En outre, cette démarche a des incidences en ce qui concerne l’étude des différences entre les hommes et les femmes, particulièrement chez les jeunes.

Financement

Les travaux de Mme Bethell sont financés par une bourse de stagiaire de recherche de la Fondation ontarienne de la santé mentale. Les travaux de Mme Rhodes (Ph.D) sont financés par une bourse de carrière en recherche du ministère ontarien de la Santé et des Soins de longue durée (MOSSLD).

Cette bourse a été financée par les Instituts de recherche en santé du Canada (IRSC), MOP68971. Les données ont été consultées par l’entremise de l’Institut de recherche en services de santé (IRSS). Les opinions, résultats et conclusions exposés dans le présent article n’engagent que les auteures et sont indépendants des sources de financement. Ils ne sont pas sanctionnés par les IRSC, l’IRSS ni le MOSSLD, et la sanction de ces organismes ne doit pas être inférée.