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Indicateurs de la santé, vol. 2003, no. 2 >

Qualité des données, concepts et méthodologie

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Indicateurs régionaux de la santé

La méthode de calcul de ces indicateurs vise à maximiser les comparaisons entre régions et entre provinces, compte tenu des caractéristiques des ensembles de données nationales disponibles. Par conséquent, les définitions, les sources de données et les méthodes d'extraction utilisées pour produire certains rapports locaux, régionaux ou provinciaux/territoriaux diffèrent peut-être quelque peu de celles décrites ici. En outre, la mise à jour régulière des bases de données peut être à l'origine de certains écarts.

Dans la mesure du possible, les taux sont normalisés (taux comparatifs) pour faciliter les comparaisons entre provinces ou régions et les comparaisons au fil du temps.

Les taux et les estimations démographiques au niveau de la région sociosanitaire présentés dans le présent numéro (tableaux nommés à la section « Quoi de neuf? ») sont calculés d’après les limites géographiques en vigueur le 1er avril 2003. Les données diffusées dans les numéros antérieurs d’Indicateurs de la santé étaient fondées sur les limites en vigueur en janvier 2000. Les résultats tirés de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2000-2001 font toutefois exception; cette enquête comprend deux séries de limites géographiques pour les régions sociosanitaires de la Colombie-Britannique : l’une était en vigueur en janvier 2000, l’autre l’est depuis juin 2002.

Les indicateurs du présent numéro fondés sur les dossiers d’hospitalisation et produits par l’Institut canadien d’information sur la santé (ICIS) n’ont trait qu’aux régions sociosanitaires de plus de 75 000 habitants. Ceux des numéros antérieurs étaient limités aux régions sociosanitaires de plus de 100 000 habitants.

Pour la plupart des sources de données (sauf les estimations du recensement et les estimations démographiques), les données au niveau de la région sociosanitaire ne sont pas disponibles pour certaines régions du Nord du Manitoba et de la Saskatchewan dont la population est faible. Pour ne pas devoir supprimer les données recueillies pour les régions pour lesquelles les petits nombres observés ou la petite taille de l’échantillon influent sur la qualité des données, on a regroupé ces régions avec les régions voisines. Ainsi :

la Churchill Regional Health Authority, du Manitoba (4690), a été fusionnée avec la Burntwood Regional Health Authority (4680) pour former une région nommée « Burntwood/Churchill (4685) »;

l’Athabasca Health Authority (4713), de la Saskatchewan, a été fusionnée avec la Mamawetan Churchill River Regional Health Authority (4711) et la Keewatin Yatthé Regional Health Authority (4712) pour former une région nommée « Athabasca/Keewatin/Mamawetan (4714) ».

Estimations démographiques à l’échelle de la région sociosanitaire :

Statistique Canada (Division de la démographie) a produit les estimations démographiques à l'échelle de la région sociosanitaire pour toutes les provinces, sauf le Québec, l'Alberta, et la Colombie-Britannique. Pour le Québec, ces estimations ont été produites par l'Institut de la statistique du Québec. Pour l'Alberta, elles ont été produites par Alberta Health and Wellness, et pour la Colombie-Britannique, par BC Stats. Voir l’annexe 1 pour des renseignements sur la méthode.

Faits saillants :

Les faits saillants contiennent un certain nombre de données comparatives visant à assurer la compréhension générale de chaque indicateur. Pour tous les faits saillants (sauf les cas précisés plus loin), on a test, au niveau de confiance à 95 %, la signification statistique des écarts entre les taux présentés et les taux nationaux pertinents ou ceux observés pour d'autres sous-groupes, tel que précisé dans les faits saillants. Ces derniers contiennent des expressions comme " significativement supérieur ", " ne diffère pas de façon significative " ou " significativement inférieur " qui se réfèrent à des tests de signification statistique. Par exemple, le taux donné pour une région sociosanitaire particulière pourrait être significativement supérieur à la moyenne nationale. Il ne faut pas confondre ces expressions statistiques avec des expressions telles que " nettement plus élevé " ou " nettement plus faible " qui se réfèrent strictement à des différences numériques. Tous les faits saillants ayant trait à l'Enquête sur la population active, le recensement (sauf le revenu personnel moyen) et la criminalité ont été rédigés d'après des comparaisons d'estimations ponctuelles et ne tiennent pas compte de la variabilité d'échantillonnage ni de la signification statistique.


Indicateurs de l'état de santé fondés sur les statistiques de l'état civil (Statistique Canada - SC)

Statistiques provinciales sur l'état civil et sur le cancer

Le produit des Indicateurs de la santé contient huit indicateurs basés sur les statistiques de l'état civil ou les statistiques sur le cancer et calculés aux niveaux national, provincial ou territorial uniquement, d'après de longues séries chronologiques. Les méthodes utilisées pour produire ces indicateurs pourraient différer de celles suivies pour calculer les indicateurs au niveau de la région sociosanitaire (décrits plus loin). Les données produites aux niveaux provincial et régional correspondent au même indicateurs, mais les nombres ou les taux pourraient différer à cause de différences entre les méthodes de calcul. L'une des différences importantes tient au fait que les indicateurs provinciaux sont fondés sur les données recueillies pour une seule année de référence, tandis que les indicateurs régionaux sont fondés sur des moyennes sur trois ans (pour plus de précisions, voir plus loin). Pour cette raison, en plus de certaines autres différences méthodologiques, il est déconseillé de faire des comparaisons entre ces deux catégories de données.

Les indicateurs provinciaux de la santé incluent les données chronologiques nationales/provinciales/territoriales uniquement sur l'espérance de vie, le faible poids de naissance, le taux de mortalité normalisé selon l'âge, les années potentielles de vie perdues et l'incidence du cancer.

Le calcul du taux de mortalité normalisé selon l'âge et de l'incidence du cancer se fonde sur le lieu de résidence. La formule pour le calcul des taux normalisés selon l'âge (taux comparatif) est présentée plus loin à la section intitulée " Taux normalisés selon l'âge ". Les estimations de l'incidence du cancer pour la période allant de 1998 à 2002 ont été calculées par Santé Canada.

L'espérance de vie est calculée selon la méthode de Greville, qui est l'une des méthodes généralement reconnues de production des tables de mortalité (Greville TNE. Short methods of constructing abridged life tables. The Record of American Institute of Actuaries 1943; 32(65): 29-42, Part 1). Ces données provinciales/territoriales sur l'espérance de vie sont fondées sur des chiffres de mortalité et de population correspondant à une seule année de référence et des tables abrégées de mortalité (c'est-à-dire groupes âge-sexe par tranche de cinq ans). Bien qu'elles diffèrent, les méthodes de calcul de l'espérance de vie de Greville, de Chiang et de Keyfitz produisent des résultats comparables (Ng Edward et Gentleman Jane F, " Incidence de la méthode d'estimation et de la correction de la population sur les estimations tirées des tables de mortalité canadiennes ", Rapports sur la santé 1995, vol. 7, no 3, pages 15 à 22).

Outre les renseignements fournis dans le document sur les définitions et les sources de données, il n'existe aucune remarque spéciale concernant le faible poids de naissance et la mortalité infantile, indicateurs tous deux fondés sur les données provinciales de l'état civil. Le nombre d'années potentielles de vie perdues (APVP) est calculé de la même façon au niveau provincial/territorial qu'au niveau régional selon la méthode décrite plus loin à la section intitulée " Années potentielles de vie perdues ".

Indicateurs régionaux fondés sur les statistiques de l'état civil

  • Le calcul des taux se fonde sur le lieu de résidence pour les indicateurs calculés d'après les données sur la natalité et sur la mortalité.
  • Les indicateurs compris dans le présent produit (sauf les indicateurs de niveau provincial uniquement décrits plus haut) qui ont trait aux statistiques de l'état civil reposent sur des données recueillies sur une période de trois ans, tant au numérateur qu'au dénominateur. Ainsi, pour le faible poids à la naissance, les indicateurs se fondent sur les données recueillies au cours de trois années (1995 à 1997), et ce, au numérateur comme au dénominateur. De même, en ce qui concerne la mortalité infantile et périnatale, le nombre de décès ou de mortinaissances enregistré sur une période de trois ans est divisé par le nombre de naissances observé pour les trois années correspondantes. Pour la mortalité, on divise le nombre de décès relevé sur une période de trois ans (1995 à 1997) par le chiffre de population pour l'année médiane (1996) multiplié par trois. Veuillez noter que l'année mentionnée dans le titre des tableaux qui présentent les statistiques de l'état civil est l'année médiane (1996).

Mesures de la qualité des données régionales : intervalles de confiance

  • Toutes les données présentées sont assorties d'un intervalle de confiance (IC) à 95 %. L'intervalle de confiance témoigne du degré de variabilité du taux. La variabilité des taux présentés est d'autant plus forte que l'intervalle de confiance est grand; aussi faut-il interpréter et comparer ces taux avec prudence. Certains taux comparatifs n'ont pas été divulgués en raison du très petit nombre d'observations et de l'extrême variabilité qu'on leur associe. L'intervalle de confiance peut également servir à déterminer si un taux dans une région sociosanitaire donnée est inférieur, supérieur ou égal sur le plan statistique à celui d'une autre région pour un même indicateur.
  • Les intervalles de confiance associés aux taux comparatifs ont été calculés selon la méthode de Spiegelman, décrite plus loin et dont voici la référence : Spiegelman, M. Introduction to Demography, Revised Edition, Cambridge Massachusetts, Harvard University Press, 1968, p. 113, formule 4.29.


    où Ps représente la population type (voir plus loin), Psx représente la population type selon l'âge, x représente le groupe d'âge (groupes d'âge par tranche de cinq ans), mx représente le taux brut de mortalité selon l'âge et Px représente le chiffre estimatif de population pour le groupe d'âge correspondant. À noter que, lorsque l'on utilise les données recueillies pour trois année, mx est, en fait égal à somme/Px*3 où somme est égale à l'ensemble des données sur la mortalité pour trois années pour le groupe d'âge en question.
  • Les intervalles de confiance associés aux comptes bruts, aux taux bruts et aux données sur les naissances ont été calculés selon la méthode de Fleiss, dont voici la référence : J.L. Fleiss, Statistical Methods for Rates and Proportions, 2nd Ed, Wiley and Sons, N.Y., 1981. Dans cette formule, la limite inférieure de l'intervalle de confiance (IC) est nulle, ce qui signifie que l'écart entre le taux et la limite inférieure de l'IC ne correspond pas toujours à l'écart entre le taux et la limite supérieure de l'IC.

où n=nombre d'événements, p= proportion ou taux, ET=erreur-type (1,96 au niveau de confiance à 95 %), rc= racine carrée, q=1-p. Ne pas oublier que n représente le nombre d'événements relevés sur trois ans et p=n/pop, où pop correspond au nombre d'années de vie sur une période de trois ans.

Taux normalisés selon l'âge (taux comparatifs)

  • Les taux de mortalité, sauf les taux bruts, les années potentielles de vie perdues (AVPV) et les taux de mortalité infantile et périnatale, ainsi que les taux d'incidence du cancer et certaines données de l'ICIS, sont normalisés selon l'âge (taux comparatifs) par la méthode directe en prenant pour référence la structure par âge de la population qui prévalait lors du Recensement de la population du Canada de 1991. L'utilisation d'estimations démographiques correspondant à une population type permet de calculer des taux dont la comparaison est plus significative, car ils sont corrigés pour la variation de la structure par âge de la population au fil du temps ainsi que d'une région à l'autre.

    Âge (en années) Population type Âge (en années) Population type
    <1 an 403 061 45 à 49 ans 1 674 153
    1 à 4 ans 1 550 285 50 à 54 ans 1 339 902
    5 à 9 ans 1 953 045 55 à 59 ans 1 238 441
    10 à 14 ans 1 913 115 60 à 64 ans 1 190 217
    15 à 19 ans 1 926 090 65 à 69 ans 1 084 588
    20 à 24 ans 2 109 452 70 à 74 ans 834 024
    25 à 29 ans 2 529 239 75 à 79 ans 622 221
    30 à 34 ans 2 598 289 80 à 84 ans 382 303
    35 à 39 ans 2 344 872 85 à 89 ans 192 410
    40 à 44 ans 2 138 891 90 ans et plus 95 467

    Source : Statistique Canada no 84F0208XPB au catalogue, Causes de décès 1997, annexe 3

    La formule pour le calcul du taux de mortalité normalisé selon l'âge r est :


    où, pour le groupe d'âge i, di et pi sont, respectivement, le nombre de décès selon le groupe âge-sexe et la taille de la population pour une cause de décès et une région géographique particulières, et Wi est le coefficient de pondération pour ce groupe. À noter que l'on utilise le même coefficient de pondération pour les hommes et pour les femmes. Pour obtenir un taux pour 100 000 habitants, on multiplie r par 100 000.

Codage géographique (géocodage) au niveau de la région sociosanitaire

  • Les données sur les naissances et sur la mortalité produites à partir de 1996, (ainsi que 950 enregistrements de naissance provenant de l'Ontario pour 1995 et toutes les données sur les naissances et la mortalité provenant de l'Alberta pour 1995) ont été reliées aux régions sociosanitaires au moyen du code postal déclaré avec le lieu de résidence et converties à l'échelle du secteur de dénombrement (SD) grâce au système automatisé de géocodage mis au point par la Division de la statistique de la santé de Statistique Canada. Puis, les données ont été agrégées au niveau de la région sociosanitaire en se fondant sur la correspondance avec le niveau du SD mise au point par la Division de la statistique de la santé en collaboration avec les ministères provinciaux de la Santé, Alberta Treasury et BC Stats.
  • Toutes les données sur les naissances et les décès pour 1995 (sauf celles mentionnées plus haut) et la petite partie d'enregistrements relevés à partir de 1996 pour lesquels le code postal était manquant ont été couplés aux régions sociosanitaires en utilisant au moins l'une des deux méthodes qui suivent.
    1. Pour la plupart des enregistrements (là où les régions sociosanitaires comprennent des subdivisions de recensement complètes), on s'est servi des codes de la Classification géographique type enregistrés dans la Base canadienne de données sur l'état civil pour établir le lien avec la région sociosanitaire.

    2. Certains enregistrements (ceux reliés aux subdivisions de recensement associées à plus d'une région sociosanitaire) ont été extraits de la base de données. Les numéros d'enregistrement de l'événement démographique figurant dans les enregistrements ont permis de consulter les déclarations de naissance et les certificats de décès pertinents et de saisir le code postal du lieu de résidence dans la base de données. Puis, les enregistrements ont été géocodés à l'échelle du secteur de dénombrement (SD) (comme pour les données de 1996 et de 1997), reliés aux régions sociosanitaires en utilisant la correspondance entre le secteur de dénombrement et la région sociosanitaire, puis regroupés avec les autres données pour l'année en question afin d'obtenir le lien le plus exact possible avec la région sociosanitaire.

Données sur la natalité
Les données sur la natalité qui figurent dans la Base canadienne de données sur l'état civil pour l'Ontario pour 1995, 1996 et 1997 sont sous-estimées parce que les fichiers de données transmis par cette province étaient incomplets. Les données sur la natalité pour certaines autres provinces en ce qui a trait aux mêmes années peuvent aussi être sous-estimées en raison de fichiers de données incomplets. Par conséquent, les données associées à la natalité (faible poids de naissance, mortalité infantile, mortalité périnatale) doivent être interprétées avec prudence, particulièrement celles sur l'Ontario.

Espérance de vie :
Cette variable a été calculée en utilisant les tables de survie abrégées établies selon la méthode de Chiang. Les estimations reposent sur les données sur la mortalité recueillies sur une période de trois années (de 1995 à 1997) ainsi que sur les estimations de la population pour l'année médiane, comme il l'a été décrit plus haut. Conçues selon des tranches d'âge de cinq ans (au lieu d'année d'âge unique), les tables abrégées sont produites d'après les données démographiques et les taux de mortalité. Étant donné la plus forte variabilité du nombre d'événements observés selon l'âge dans les petites régions géographiques, les tables de survie abrégées se prêtent mieux à l'adaptation à l'échelle infraprovinciale (région sociosanitaire). Plus précisément, la méthode de Chiang a été retenue parce qu'il est assez facile de l'adapter aux données recueillies à l'échelle de la région sociosanitaire et d'y inclure le calcul de l'erreur-type (qui, ici, rend compte de la variabilité du nombre de décès d'une année à l'autre).

Modifications au calcul de l’espérance de vie (Vol. 2001, no 3 et numéros subséquents) :
La méthode de calcul de l'espérance de vie a été modifiée. Cette modification ne touche toutefois que le calcul de l'espérance de vie pour les hommes et les femmes confondus. Il est conseillé aux utilisateurs de se servir désormais des données sur l'espérance de vie qui figurent dans le présent numéro des Indicateurs de la santé et de celles qui paraîtront dans les numéros subséquents.

Espérance de vie sans limitation d'activité
Les estimations de l'espérance de vie sans limitation d'activité sont calculées selon la méthode de Sullivan (Sullivan, DF. A single index of mortality and morbidity. HSMHA Health Reports 86 (April 1971) : 347-354). Il s'agit essentiellement d'une généralisation de la méthode de Chiang (Chiang, CL. The Life Table and its Applications. Robert E. Krieger Publishing Company, Malabar, Florida, 1984: 316).

La méthode de Sullivan consiste à s'appuyer sur les taux de limitations d'activité au sein d'une population, selon le sexe et le groupe d'âge, pour calculer l'espérance de vie avec une limitation d'activité. Dans le cas des personnes placées en établissement de santé, on a supposé qu'elles avaient toutes au moins une limitation d'activité. Pour les personnes placées dans d'autres types d'établissements, on a supposé que le taux de limitations d'activité, selon le sexe et le groupe d'âge, était le même que pour la population vivant en ménages privés.

L'espérance de vie sans limitation d'activité représente la différence entre l'espérance de vie et l'espérance de vie avec une limitation d'activité. Les erreurs-types relatives aux estimations de l'espérance de vie sans limitation d'activité et, par conséquent, les limites inférieures et supérieures des intervalles de confiance relatifs à ces estimations, sont basées sur la méthode de Colin Mathers (Mather, C. Health Expectancies in Australia 1981 and 1988. Australian Government Publishing Service, Canberra, 1991: 117), qui tient compte à la fois des fluctuations stochastiques des taux de décès observés et de la variabilité d'échantillonnage des taux de limitations d'activité.

MISE EN GARDE : Les données sur les limitations d'activité proviennent du Recensement de la population de 1996. Les questions sur les limitations d'activité provenant du Recensement de la population servent généralement à établir l'échantillon de l'enquête postcensitaire sur la santé et les limitations d'activité. Vu la décision de ne pas mener cette enquête en 1996, les données sur les limitations d'activité du Recensement de la population de 1996 n'ont été ni vérifiées, ni imputées. Plus précisément, aucune vérification n'a été faite pour s'assurer que les données étaient complètes et cohérentes, et, par conséquent, aucune correction n'y a été apportée. De plus, ces données n'ont pas été ajustées pour tenir compte du sous-dénombrement de la population.

Évidemment, les estimations de l'espérance de vie sans limitation d'activité varient selon les concepts sur lesquels elles se fondent et, par conséquent, selon les enquêtes à partir desquelles elles sont produites.

Espérance de vie sans limitation d'activité (EVSLA) (Volume 2001, nos 1 et 2) : Pour ces deux numéros, la limitation d'activité est définie comme étant " une forme quelconque de limitation d'activité ou de handicap ".

Espérance de vie sans limitation d'activité (EVSLA) (Volume 2001, no 3 et numéros subséquents) : Pour le présent numéro et les numéros subséquents, la limitation d'activité est définie comme étant " une limitation dans les activités faites à la maison, au travail ou à l'école ". Cette définition diffère de celle utilisée dans les numéros précédents des Indicateurs de la santé, car elle exclut toute limitation qui ne concerne que les activités faites en dehors de la maison, du travail et de l'école. De même, elle exclut les personnes qui ont déclaré avoir une forme quelconque de handicap autre qu'une limitation d'activité.

Espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS)
L’espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS) est semblable à l’EVSLA puisqu’il s’agit de deux mesures qui font appel au concept de qualité de la vie et toutes deux reposent sur des données touchant la mortalité et la limitation d’activité. Cependant, l’EVAS est une mesure du nombre d’années qu’une personne peut s’attendre à vivre, laquelle mesure a été pondérée pour tenir compte de quatre états de santé définis en fonction de la limitation d’activité. Ces états de santé sont, par ordre décroissant de poids : (1) aucune limitation d’activité; (2) limitation d’activité dans les loisirs ou dans les transports; (3) limitation d’activité au travail, à la maison ou à l’école; et (4) placement dans un établissement de soins de santé. De façon plus précise, l’état no 1 a un poids de 1,0, l’état no 2 a un poids de 0,8, l’état no 3 a un poids de 0,65, et, finalement, l’état no 4 a un poids de 0,5. La somme des espérances de vie des personnes qui forment un groupe d’âge donné au sein d’une région précise, laquelle espérance de vie est calculée en fonction de l’état de santé, correspond à la valeur de l’EVAS pour ce groupe d’âge.

Le calcul de l’intervalle de confiance associé à l’EVSA repose sur la méthode de Colin Mather. (Mather, C. Health Expectancies in Australia 1981 and 1988. Australian Government Publishing Service, Canberra, 1991: Formula C 13, p. 65). Plus particulièrement, et ce pour tout groupe d’âge,

SeDALE=sqrt ((1.02*(seLEstate#12)) + (0.82*(seLEstate#22)) + (0.652*(seLEstate#32)) + (0.52*(seLEstate#42)))

où se = l’erreur type, LE = l’espérance de vie, et où le numéro de l’état (#) correspond à l’état de santé décrit ci-dessus.

 

Décès dus à des maladies traitables médicalement

  • La définition des maladies traitables médicalement est tirée d’un article écrit par WW Holland (Holland WW et EC Working Group on Health Services and Avoidable Deaths (1997), « European Community Atlas of Avoidable Death 1985 to 1989 », Oxford University Press, Oxford Medical Publications, Commission of the European Communities Health Services Research Series, no. 9, p. 371). Cet article est fondé sur des travaux antérieurs de J.R.H. Charlton (J.R.H. Charlton, " Avoidable deaths and diseases as monitors of health promotion ", dans Measurement in health promotion and protection, p. 467-479, Copenhague et Albany, N.-Y., Organisation mondiale de la santé et Association internationale d'épidémiologie, 1987). Les différents types de maladies traitables médicalement dont il est question dans l'étude de Charlton ont été décrits à l'origine dans un article de D.D. Rutstein (D.D. Rutstein, " Monitoring progress and failure: sentinel health events unnecessary diseases, disabilities and untimely deaths ", dans Measurement in health promotion and protection, p. 195-212, Copenhague et Albany, N.-Y., Organisation mondiale de la santé et Association internationale d'épidémiologie, 1987).
  • Tous les résultats ont été normalisés selon l'âge en fonction du groupe d'âge pris en considération auquel on associait un taux de survie acceptable. Ces taux normalisés selon l'âge pour 100 000 personnes ont trait au groupe d'âge en question et non à l'ensemble de la population.
  • Les intervalles de confiance associés aux taux comparatifs ont été calculés selon la méthode de Spiegelman (décrite plus haut).

Années potentielles de vie perdues (APVP)

  • Dans le présent document, un décès est dit " prématuré " si la personne est morte avant d'avoir atteint l'âge de 75 ans. Ce choix reflète mieux l'espérance de vie observée ces dernières années et est plus conforme aux normes internationales. Nombre de publications antérieures de Statistique Canada fournissent des données sur les APVP fondées sur les décès survenus avant l'âge de 70 ans. En outre, les APVP peuvent être présentées sous forme de taux normalisés selon l'âge ou sous forme de taux bruts; dans le présent document, elles sont présentées sous forme de taux bruts. En outre, le dénominateur peut avoir comme base la population de 0 à 74 ans ou l'ensemble de la population. Dans le cas présent, le dénominateur correspond à la première option. Par conséquent, les données dont il est question ici ne peuvent être comparées facilement à celles d'analyses antérieures.
  • Dans le présent document, on a calculé un taux d'APVP en prenant comme poids le rapport des années perdues par décès dans chaque groupe d'âge au nombre total d'années perdues pour l'ensemble des groupes d'âge. Chaque cas de décès est ensuite multiplié par le poids selon l'âge correspondant. La somme de toutes ces valeurs constitue le total des années potentielles de vie perdues (APVP). Ainsi, le taux d'APVP correspond aux APVP pour 100 000 personnes de 0 à 74 ans. L'utilisation de poids permet de calculer les intervalles de confiance. Les intervalles de confiance associés à chaque taux d'APVP ont été calculés selon la méthode de Spiegelman (décrite plus haut).

Groupe d’âge

Années perdues

poids

<1

74,9

74,9/636,9

1-4

72,0

72,0/636,9

5-9

67,5

67,5/636,9

10-14

62,5

62,5/636,9

15-19

57,5

57,5/636,9

20-24

52,5

52,5/636,9

25-29

47,5

47,5/636,9

30-34

42,5

42,5/636,9

35-39

37,5

37,5/636,9

40-44

32,5

32,5/636,9

45-49

27,5

27,5/636,9

50-54

22,5

22,5/636,9

55-59

17,5

17,5/636,9

60-64

12,5

12,5/636,9

65-69

7,5

7,5/636,9

70-74

2,5

2,5/636,9

somme

636,9

1,0


Les taux de APVP présenté dans cette publication sont basés sur la somme de tous les groupes d'âge. Donc, le taux d'APVP est calculé comme suit :

APVP est la somme des APVP pour les personnes de 0 et 74 ans pour les trois années de référence, PD est un poids de 1,0 et POP est la population de 0 à 74 ans pour l'année médiane des trois années.

Si l'utilisateur veux calculer les taux d'APVP selon l'âge d'après ses propres données, la formule devient :

i est le groupe d'âge choisi.


Indicateurs fondés sur les données de l'incidence du cancer

Incidence du cancer

Le Registre canadien du cancer (RCC) est une base de données centrale qui se trouve à Statistique Canada et qui contient des renseignements axés sur la personne concernant les tumeurs diagnostiquées au Canada. Les données sur l'incidence du cancer sont recueillies par les responsables des registres provinciaux et territoriaux du cancer. Les renseignements servent à la réalisation d'études épidémiologiques descriptives et analytiques en vue de déterminer les facteurs de risque de cancer, de planifier, surveiller et évaluer un vaste éventail de programmes de lutte contre le cancer (p. ex. dépistage), de mettre sur pied des services de santé et d'entreprendre des travaux de recherche et de planification économiques.

  • L'incidence du cancer se fonde sur le lieu de résidence au moment du diagnostic.
  • Les totalisations du tableau ont été produites d'après les données du fichier du 13 septembre 2002, et d'après les règles du Centre international de recherche sur le cancer (CIRC) servant à déterminer les sièges de tumeurs primaires multiples, y compris les sièges de tumeur 140 à 208 de la Classification internationale des maladies, neuvième édition (CIM-9).

  • Les données sur l'incidence du cancer présentées ici se fondent sur la moyenne des données recueillies pour trois années de référence (1994 à 1996), calculée en fonction de l'estimation de la population correspondant à l'année médiane (c.-à-d. 1995). Les titres de tableau associés à ces données reflètent le point moyen de la période de trois ans sur laquelle on fait la moyenne (1995).
  • Toutes les données présentées sont assorties d'un intervalle de confiance (IC) à 95 %. L'intervalle de confiance illustre le degré de variabilité d'un taux. La variabilité des taux présentés est d'autant plus forte que l'intervalle de confiance est grand; aussi faut-il interpréter et comparer ces taux avec prudence. Certains taux comparatifs ont été supprimés en raison du très petit nombre d'observations et de l'extrême variabilité qu'on leur associe. L'intervalle de confiance peut également servir à déterminer si un taux pour une région sociosanitaire donnée est inférieur, supérieur ou égal sur le plan statistique à celui d'une autre région pour un même indicateur.
  • Les intervalles de confiance associés aux taux comparatifs d'incidence du cancer ont été calculés selon la méthode de Spiegelman (décrite plus haut).
  • Les taux d'incidence du cancer sont normalisés selon l'âge par la méthode directe et d'après la structure démographique au Recensement du Canada de 1991. Pour plus de précisions, voir la section intitulée " Taux normalisés selon l'âge ".
  • Plus de 95 % des données sur l'incidence du cancer pour 1994 et les années suivantes ont été reliées à des régions sociosanitaires au moyen du code postal déclaré avec le lieu de résidence et converties à l'échelle du secteur de dénombrement (SD) grâce au système automatisé de géocodage mis au point par la Division de la statistique de la santé.
  • Les 5 % de données qui restent sur l'incidence du cancer (pas de codes postaux disponibles) ont été reliées aux régions sociosanitaires au niveau de la subdivision de recensement (SDR) de résidence grâce au système automatisé de géocodage mis au point par la Division de la statistique de la santé.
  • Environ 7 % des enregistrements de l'Ontario sur l'incidence du cancer pour la période allant de 1994-1995 à 1995-1997 n'ont pu être reliés à aucune région sociosanitaire. Les données sur l'incidence du cancer pour l'Ontario ne sont donc publiées qu'à l'échelle provinciale.
  • Les données sur l'incidence du cancer concernant les trois régions sociosanitaires du Nord du Québec (2410, 2417 et 2418) ont été supprimées à la demande du Fichier des tumeurs du Québec.
  • Les données sur l'incidence du cancer concernant les régions sociosanitaires de l'Île-du-Prince-Édouard et du Nouveau Brunswick ont été supprimées à la demande des registres du cancer pertinents.

Indicateurs fondés sur les enquêtes de Statistique Canada (SC)

Enquête nationale sur la santé de la population

Lancée en 1994-1995, l'Enquête nationale sur la santé de la population (l'ENSP) est conçue pour recueillir tous les deux ans des renseignements sur la santé de la population du Canada. Elle couvre la population à domicile et les personnes placées en établissement de santé des provinces et des territoires, sauf les personnes qui vivent dans les réserves indiennes, les Bases des forces canadiennes et certaines régions éloignées. L'ENSP comprend une composante transversale et une composante longitudinale. Les personnes qui font partie du panel longitudinal seront suivies pendant une période allant jusqu'à 20 ans.

Les données à l'origine des Indicateurs de la santé sont tirées des composantes longitudinales et transversales de l'ENSP. Elles ont trait à la population à domicile (n'incluant pas les personnes qui vivent en établissement de santé) de l'ensemble des provinces (territoires non compris). Les données concernent les trois premiers cycles de l'enquête (1994-1995, 1996-1997, 1998-1999).

Les échantillons transversaux de 1994-1995 et de 1996-1997 (premier et deuxième cycles) comprennent les membres du panel longitudinal ainsi que les personnes sélectionnées dans les échantillons supplémentaires (acquisition d'unités d'échantillonnage additionnelles) demandés par certaines provinces. L'échantillon transversal de 1998-1999 (troisième cycle) comprend principalement les membres du panel longitudinal et leurs cohabitants. Aucune unité d'échantillonnage supplémentaire n'a été ajoutée à cet échantillon. Cependant, pour s'assurer que l'échantillon soit représentatif, on a sélectionné au hasard des enfants nés en 1995 et après, ainsi que des immigrants admis au Canada après le début de 1995, que l'on a ajoutés au panel de l'ENSP.

L’échantillon de 1994-1995 de la composante des ménages couvrant les dix provinces comptait 27 263 ménages, dont 88,7 % ont accepté de participer à l’enquête. Après l’application d’un tri de sélection pour s’assurer que l’échantillon soit représentatif, 20 725 ménages faisaient encore partie du champ d’observation. Dans 18 342 de ces ménages, la personne sélectionnée au hasard avait 12 ans ou plus. Parmi ces personnes, 17 626 ont répondu au questionnaire détaillé sur la santé, ce qui représente un taux de réponse de 96,1 %. En 1996-1997, le taux de réponse global au niveau des ménages était de 82,6 %. Le taux de réponse pour les personnes de deux ans et plus sélectionnées au hasard dans ces ménages était de 95,6 %. Au total, 81 804 personnes ont répondu au questionnaire détaillé sur la santé en 1996-1997. En 1998-1999, le taux global de réponse au niveau des ménages était de 88,2 %. Le taux de réponse pour les personnes de 0 ans (naissance) et plus sélectionnées dans ces ménages était de 98,5 %. Au total, 17 244 personnes ont répondu au questionnaire détaillé sur la santé en 1998-1999.

En 1994-1995, l'échantillon longitudinal provincial composé des personnes ne vivant pas en établissement de santé comptait 17 276 participants à l'enquête. En 1996-1997, le taux de réponse pour le panel longitudinal était de 93,6 % et, en 1998-1999, il était de 88,9 %.

Enquête nationale sur la santé de la population - Composante du Nord (1994-1995 et 1996-1997)

Statistique Canada a réalisé la composante du Nord de l'ENSP en collaboration avec les bureaux de la statistique du Yukon et des Territoires du Nord-Ouest. Étant donné les défis particuliers que pose la réalisation d'enquêtes dans le Nord du Canada, une enquête distincte a été réalisée pour recueillir les données.

La population du Yukon et des Territoires du Nord-Ouest visée par l'enquête intégrée ENSP/ELNEJ comprend les membres de la population à domicile occupant les logements privés situés dans les deux territoires, sauf les personnes habitant les réserves indiennes et les bases des Forces canadiennes, ainsi que les personnes placées en établissement. Ont également été exclues de la population cible les personnes vivant dans les régions sans organisation municipale du Yukon (13 % de la population) et les personnes vivant dans les régions sans organisation municipale, ainsi que les collectivités très petites ou du Grand Nord des Territoires du Nord-Ouest (4,9 % de la population).

La plupart du contenu de base de la composante principale de l'ENSP de 1994-1995 est inclu dans la composante du Nord; on a toutefois exclu le " contenu thématique " spécial sur le stress. Pour chaque ménage sélectionné pour participer à la composante du Nord, on a recueilli des renseignements démographiques sur tous les membres du ménage. Puis, on a sélectionné au hasard dans le ménage une personne de 12 ans ou plus pour participer à l'interview en profondeur. Le questionnaire comprenait les modules sur l'état de santé, l'utilisation des services de santé, les facteurs de risque et les caractéristiques démographiques et socio-démographiques. Certaines modifications ont été apportées au contenu pour la composante du Nord de l'ENSP de 1996-1997.

Les opérations de collecte des données se sont déroulées de novembre 1994 à mars 1995 (et de nouveau de novembre 1996 à mars 1997). L'application d'interviews sur place assistée par ordinateur (IPAO) utilisée pour réaliser l'ENSP auprès des échantillons provinciaux n'étaient pas disponibles dans les territoires au moment de l'enquête. On a donc utilisé un questionnaire papier-crayon conçu pour reproduire l'application d'IPAO. Les interviews ont été menées par téléphone dans la mesure du possible; sinon on a procédé à des interviews sur place.

Le taux de réponse du panel longitudinal (personnes sélectionnées au hasard) était de 94,2 % pour la composante du Nord de l'ENSP de 1994-1995 (2 020 répondants). Pour le Yukon, le taux était de 94,8 %, tandis que pour les Territoires du Nord-Ouest, il était de 93,1 %. Pour la composante du Nord (les deux territoires) de l'ENSP de 1996-1997, le taux de réponse transversal était de 86,2 % (1 499 répondants). Pour le Yukon, il était de 83,9 % et pour les Territoires du Nord-Ouest, de 89,8 %.

Consommation abusive d'alcool, 1994-95: En raison d'une proportion élevée (59.6%) de réponses non déclarées et de refus à la question sur la fréquence de la consommation abusive d'alcool de l'ENSP-Nord de 1994-95, on a considéré ces données comme étant peu fiables et non appropriées pour la diffusion. La fréquence de la consommation abusive d'alcool a été définie comme le nombre de fois que les consommateurs d'alcool ont bu 5 verres ou plus en une seule occasion.

Diabète: En raison du nombre élevé de données supprimées pour la proportion de la population des territoires âgée de 12 ans et plus chez qui un professionnel de la santé a posé le diagnostic de diabète (même à des niveaux élevés d'agrégation), aucun Fait saillant n'a été écrit pour cet indicateur.

Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes

À compter de l'année de référence 2000-2001, les données de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) remplaceront celles de la composante transversale de l'ENSP. L'objectif principal de l'ESCC consiste à fournir des estimations transversales à jour sur les déterminants de la santé, l'état de santé et l'utilisation des services de santé au niveau infraprovincial (région sociosanitaire ou groupe de régions sociosanitaires).

L'ESCC est conçue pour recueillir des renseignements sur les personnes de 12 ans et plus qui vivent dans les logements privés. Ne font pas partie du champ de l'enquête les personnes qui vivent dans les réserves indiennes ou sur les terres de la Couronne, les personnes placées en établissement, les membres à temps plein des Forces canadiennes et les habitants de certaines régions éloignées. L'ESCC couvre environ 98 % de la population du Canada de 12 ans et plus.

Chaque cycle de collecte de deux ans comprend deux enquêtes distinctes : une enquête au niveau de la région sociosanitaire réalisée la première année auprès d'un échantillon de 130 000 personnes et une enquête au niveau provincial réalisée la deuxième année auprès d'un échantillon de 30 000 personnes. Durant n’importe quel mois ou n’importe quelle année, les tailles d’échantillon peuvent augmenter en raison de l’achat d’unités d’échantillonnage supplémentaire par les provinces ou les régions sociosanitaires.

Le taux de réponse de l'enquête du cycle 1.1 de l'ESCC à l'échelle du Canada a été de 84,7 %. Des données détaillées sur la santé ont été recueillies pour 131 535 Canadiens.

Données de la Colombie Britannique : deux ensembles de régions sociosanitaires

En 2002, dans la foulée de l’initiative de restructuration des services de santé, le ministère de la Santé de la Colombie-Britannique a défini les health service delivery areas (HSDA). Les 16 HSDA sont regroupées sous 5 Health Authorities déterminées par les autorités provinciales.

Les indicateurs tirés des données de l’ESCC de 2000-2001 pour la Colombie-Britannique ont à la fois été produits pour les HSDA et les 20 régions sociosanitaires qui étaient auparavant en vigueur dans la province.

Les données calculées pour les health service delivery areas en Colombie-Britannique seront différentes des données diffusées jusqu’ici pour les régions sociosanitaires (surtout là où les limites n’ont pas été changées) puisque les estimations de la population ont été révisées. Pour plus de renseignements sur les modifications des limites des régions sociosanitaires, consultez Régions sociosanitaires : limites et correspondance avec la géographie du recensement.

Pour plus de renseignements sur l'ESCC, consultez :/concepts/hs-es/index-fra.htm.

L’Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes

L'Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes (ELNEJ), élaborée conjointement par Développement des ressources humaines Canada et Statistique Canada, est une étude à grande échelle qui suit l'épanouissement des enfants au Canada et s'applique à dresser un portrait de leur vie. L'enquête surveille le développement des enfants et mesure l'incidence tant positive que négative des divers facteurs qui influent sur leur développement.

Dans le cadre du premier cycle de l'ELNEJ, menée à la fin de 1994 et au début de 1995, les parents de quelque 23 000 enfants de 11 ans et moins ont été interviewés. Ces derniers ont fourni des renseignements sur leurs enfants, mais également sur eux-mêmes, sur la famille, sur l'école et sur le voisinage de ces enfants.

Pour le deuxième cycle mené en 1996 et en 1997 et dont les résultats sont aujourd'hui publiés, les parents de ces mêmes enfants ont à nouveau été interviewés et ont permis de récolter une documentation unique sur l'évolution de leurs enfants et sur leur milieu familial sur une période de deux ans. Un nouvel échantillon de nouveau-nés et d'enfants âgés de un an a été ajouté au deuxième cycle pour permettre la réalisation d'estimations transversales.

La collecte des données pour le troisième cycle a commencé à l'automne 1998 et s'est poursuivie jusqu'en juin 1999. Outre l'échantillon initial d'enfants, qui étaient âgés de 2 à 13 ans au moment de la deuxième collecte de données, un nouvel échantillon de nouveau-nés et d'enfants âgés d'un an a été ajouté au troisième cycle pour permettre la réalisation d'estimations transversales. Un échantillon transversal supplémentaire d'enfants âgés de 5 ans a aussi été ajouté pour permettre certaines estimations provinciales pour ce groupe d'âge.

MÉTHODE DE RÉ-ÉCHANTILLONNAGE DE «BOOTSTRAP»

Afin de produire des estimations de qualité élevée d'après l'ENSP, l'ESCC et l'ELNEJ, on a utilisé une procédure de ré-échantillonnage pondéré bootstrap (et pour la composante du Nord de l'ENSP, une méthode bootstrap modifiée) pour calculer les cœfficients de variation (CV) des totaux et des taux. Si le CV est plus grand que 33,3% ou si la taille de l'échantillon est inférieure à 10, les données sont supprimées et le symbole "F" apparaît dans la cellule. Si le CV est plus grand que 16,5% mais n'excède pas 33,3%, les données doivent être utilisées avec précaution et le symbole "E" apparaît dans la cellule avec la donnée. Si le CV est égal ou inférieur à 16,5%, les données sont présentées sans aucune restriction.

En vertu de la théorie de l'échantillonnage, les résultats exacts 100% ou 0% provenant d'une enquête par échantillonnage doivent avoir un cœfficient de variation exactement nul. En réalité, il est possible, dans de rares circonstances, que la vraie estimation soit inférieure à 100 % ou inversement supérieure à 0 % et les résultats doivent alors être interprétés comme suit.


Indicateurs fondés sur les données sur la criminalité depuis 1996

  • Pour les indicateurs reliés à la criminalité, les données ne sont pas disponibles au niveau de la régions sociosanitaire.

  • Les données sur les affaires criminelles connues de la police sont saisies et communiquées au CCSJ par l'intermédiaire du Programme de déclaration uniforme de la criminalité (DUC) selon un ensemble, défini à l'échelle nationale, de règles de déclaration, de catégories et de définitions.

  • Le programme DUC est une enquête sommaire ou fondée sur des données agrégées qui consigne le nombre d'affaires criminelles signalées à la police. L'Enquête ne recueille pas d'information sur les victimes, mais elle recueille des renseignements sur le nombre de personnes accusées, selon le sexe et selon une ventilation adultes/jeunes. Pour tous les crimes de violence (à l'exception du vol qualifié), une affaire distincte est comptée pour chaque victime. Dans le cas des crimes sans violence, une affaire est comptée pour chaque incident distinct. Les affaires qui comportent plus d'une infraction sont comptées sous l'infraction la plus grave. Par conséquent, les infractions moins graves sont sous-représentées. L'Enquête est menée depuis 1962, et elle a une couverture nationale complète.

  • Le programme DUC agrégé consigne le nombre total d'adultes et de jeunes (âgés de 12 à 17 ans) accusés, selon le sexe. Lorsqu'une personne est accusée de plus d'une infraction, une seule infraction est comptée, sous l'infraction la plus grave.

  • L'infraction la plus grave est en général l'infraction punissable par la peine maximale la plus longue en vertu du Code criminel du Canada. Dans le classement des infractions, on accorde toujours une priorité plus élevée aux infractions de violence qu'aux infractions non violentes. Par conséquent, les infractions moins graves sont sous-représentées dans les données du programme DUC.

  • Le programme DUC agrégé compte les affaires de violence (à l'exception du vol qualifié) de façon différente des autres types de crimes. Dans le cas des crimes de violence, on consigne une affaire distincte pour chaque victime (c.-à-d. si une personne en agresse trois, on consigne trois affaires, mais si trois personnes en agressent une, on ne consigne qu'une affaire). Afin d'éviter d'exagérer le nombre de victimes, le vol qualifié est toutefois compté comme s'il s'agissait d'une infraction non violente (p. ex. pour un vol qualifié dans une banque, si l'on comptait toutes personnes dans la banque, cela produirait une surestimation des affaires de vol qualifié). Dans le cas des crimes non violents, on compte une affaire (classée selon l'infraction la plus grave) pour chaque événement séparé ou distinct.

  • Pour les données sur les accusations du programme DUC, il est possible qu'une personne soit accusée (et comptée) plus d'une fois pendant une année. Par conséquent, il est probable que le nombre réel de personnes accusées soit inférieur au nombre rapporté pour une période donnée.

  • La comparaison entre les taux de criminalité des jeunes et ceux des adultes pose certains problèmes. L'ensemble de la population des jeunes représente un groupe à risque élevé de s'adonner à des activités criminelles. Par contraste, le niveau de risque chez les adultes n'est pas uniforme dans l'ensemble de ce groupe d'âge. Près de la moitié de la population adulte est âgée de 45 ans et plus; ce groupe d'âge est touché par un moins grand nombre de facteurs de risque et, par conséquent, est rarement impliqué dans la criminalité. Une comparaison plus directe porterait sur les jeunes et les jeunes adultes. Malheureusement, il n'existe pas actuellement de données qui permettraient de faire cette comparaison.

  • Les taux sont calculés sur la base de 100 000 habitants. Les estimés de la population pour 2000 sont des estimations postcensitaires provisoires au 1er juillet et sont fournis par la Section des estimations démographiques, Division de la démographie, Statistique Canada.

Indicateurs fondés sur les données sur la population active (SC)

  • Les taux de chômage régionaux et les taux de chômage chez les jeunes ont été calculés en tant que moyennes annuelles à partir de l'Enquête sur la population active (EPA). Les estimations ont été calculées en appariant, à l'échelle du SD, les données géographiques de l'EPA aux données sur les régions sociosanitaires.
  • Certains taux estimés pour les régions sociosanitaires n'ont pu être publiés étant donné qu'ils n'étaient pas conformes aux exigences minimales de qualité et de confidentialité.
  • L'EPA est une enquête mensuelle menée auprès de quelque 52 000 ménages. Elle vise à représenter la population canadienne de 15 ans et plus. Elle exclut les résidents des réserves indiennes, les membres à plein temps des Forces canadiennes et les personnes vivant en établissement. L'EPA exclut également les territoires.
  • Le taux de chômage correspond au nombre de personnes en chômage, divisé par la population active, exprimé en pourcentage. On appelle " chômeur " toute personne qui :
    • était sans emploi et avait cherché du travail;
    • avait été temporairement mise à pied et était prête à travailler;
    • devait commencer un nouvel emploi prochainement.

La population active se compose des personnes en chômage et des personnes occupées. On appelle " personne occupée " toute personne qui :

    • occupait un emploi, quel qu'il soit;
    • occupait un emploi mais ne travaillait pas pendant la semaine de référence.

Indicateurs fondés sur les données du Recensement (SC)

  • • Les données régionales sur les déterminants non médicaux de la santé et sur certaines caractéristiques de la collectivité ont été extraites des données du Recensement, en se fondant sur les secteurs de dénombrement (SD) (pour le Recensement de 1996) et sur les îlots de recensement (ÎR) et les aires de diffusion (AD) (pour le Recensement de 2001). En collaboration avec les ministères provinciaux de la Santé, Alberta Treasury et BC Stats, la Division de la statistique de la santé de Statistique Canada a élaboré un fichier de correspondance reliant la géographie du recensement aux régions sociosanitaires courantes.
  • Les indicateurs liés au revenu tirés de tout recensement sont basés sur le revenu de l’année précédant l’année de recensement.
  • Taux de faible revenu, enfants dans les familles à faible revenu : Les données sur le faible revenu n'ont pas été produites pour les familles économiques ni les personnes vivant seules dans les territoires ou les réserves indiennes. Dans les régions sociosanitaires qui comportent des réserves indiennes, l'analyse des données sur le faible revenu ne devrait être faite qu'en prenant soin de mentionner explicitement cet avertissement.
  • Abordabilité du logement : les maisons de fermes et les logements des bandes sur les réserves indiennes n'étaient pas inclus dans le calcul d'abordabilité du logement. Dans les régions sociosanitaires qui comportent des réserves indiennes, l'analyse des données sur l'abordabilité du logement ne devrait être faite qu'en prenant soin de mentionner explicitement cet avertissement.
  • Proportion d'Autochtones : Cette variable est tirée des réponses à trois questions posées lors du Recensement (échantillon de 20 %). Les Autochtones sont les individus qui ont déclaré appartenir à au moins un groupe autochtone, notamment les Indiens d'Amérique du Nord, les Métis ou les Inuits et/ou ceux qui se sont dits Indiens assujettis à un traité ou Indiens inscrits conformément à la Loi sur les Indiens du Canada, ou encore ceux qui sont membres d'une bande indienne ou des Premières nations. Les études de la couverture du recensement ont été utilisées pour corriger ces données conformément aux estimations de la population des bandes et des réserves indiennes dont le dénombrement n'est que partiel. Les estimations démographiques de SC (corrigées pour tenir compte du sous-dénombrement et du refus de participation des réserves indiennes) calculées pour l’année de recensement en question ont été utilisées en tant que dénominateur pour ces pourcentages.
  • Logements occupés par le propriétaire: les logements de bandes sur les réserves indiennes et les logements collectifs n'étaient pas inclus. Dans les régions sociosanitaires qui comportent des réserves indiennes, l'analyse des données sur les logements occupés par le propriétaire ne devrait être faite qu'en prenant soin de mentionner explicitement cet avertissement.
  • Valeur moyenne des logements: Les mêmes exclusions pour les logements occupés par le propriétaire s'appliquent pour cette variable, en plus des fermes.

Pour plus de renseignements sur les concepts du recensement, veuillez consulter le Dictionnaire du recensement de 1996, Statistique Canada, no 92-351-XPF au catalogue, ou le Dictionnaire du Recensement de 2001, no 92-378-XIF au catalogue.

Indicateurs du système de santé (Institut canadien d’information sur la santé - ICIS)

  • La politique de l'ICIS sur le respect de la vie privée et la confidentialité interdit la publication de données pouvant permettre d'identifier raisonnablement une personne, que ce soit un patient ou un dispensateur de soins, sans consentement. Par conséquent, des mesures ont été prises pour éviter l'identification d'un répondant par recoupements à partir de la dissémination des taux régionaux, incluant la suppression de cellules ayant des chiffres pas assez élevés. De plus, la présentation des données en fonction de la région de résidence du patient (non de l'hospitalisation) réduit les possibilités d'identifier les dispensateurs de soins individuels.

Données sur les hospitalisations et taux d'hospitalisations (ICIS)

  • Les données sont présentées selon la région de résidence du patient au lieu de la région d'hospitalisation. Par conséquent, les chiffres reflètent la situation des résidents de la région en ce qui concerne l'hospitalisation quel que soit le lieu où ils sont soignés, plutôt que l'activité globale des hôpitaux de la région (qui traitent également des personnes ne vivant pas dans la région).
  • Les estimations régionales pour la Colombie-Britannique sont calculées d'après les codes postaux déclarés en se servant d'un fichier de conversion mis au point par BC STATS, BC Ministry of Finance and Corporate Relations. Pour les autres provinces, les données à l'échelle de la région sociosanitaire sont produites par un procédé de géocodage fondé sur des fichiers de correspondance élaborés en consultation avec les ministres provinciaux de la Santé et Alberta Treasury. On a commencé par établir le lien entre les secteurs de dénombrement et les régions sociosanitaires afin d'obtenir le meilleur rapprochement possible avec les données géographiques de recensement, puis on a établi un lien entre les subdivisions de recensement et les régions sociosanitaires à partir de ce fichier. Les limites géographiques sont celles qui étaient en vigueur le 1er avril 2003. Les dénombrements régionaux ne tiennent pas compte des enregistrements pour lesquels le code postal est invalide, manquant ou partiel. L'absence de codes postaux complets dans les enregistrements transmis par le Québec pour certains indicateurs influera vraisemblablement surtout sur les taux calculés pour le conseil de santé du district de Champlain (région d'Ottawa) et pour certaines régions limitrophes.
  • Lorsque cela est possible, des valeurs d'indicateurs nationaux, basés sur des données provenant des provinces et territoires sont fournies aux fins de comparaison.
  • Aux niveaux national et provincial, les taux pour les données sur la santé dont la période de référence est une année financière (d’avril à mars) s’appuient sur les prévisions démographiques au 1er octobre. Sauf avis contraire, les taux nationaux et provinciaux sont normalisés selon la même méthode que les taux régionaux. Les autres taux s’appuient sur les chiffres de population appropriés.

    Les taux standardisés sont ajustés selon l'âge par une méthode de normalisation directe en prenant pour référence la population canadienne au 1er juillet 1991. Voir la section intitulée " Taux normalisés selon l'âge " pour plus de précisions

  • Sauf indication contraire, les nombres d'hospitalisations comprennent les congés et les décès des personnes hospitalisées en établissement de soins de courte durée survenus pendant la période de référence. Les cas de chirurgie d'un jour (patients traités au service de consultations externes) et les patients admis dans d'autres hôpitaux que ceux de soins de courte durée (par exemple, établissement de soins prolongés, de soins psychiatriques ou de réadaptation) ne sont pas inclus dans les totaux.

  • Les indicateurs fondés sur la Base de données sur les congés des patients (DAD) ne couvrent que les secteurs de compétence qui transmettent des données complètes. Par conséquent, les données pour le Québec et certaines parties du Manitoba ne sont pas disponibles.

  • Interventions annulées et antérieures : Si les données existent, les interventions annulées et antérieures sont exclues des calculs. Pour le Québec, les interventions annulées ne sont pas déclarées et n’ont par conséquent pas été exclues.



  • Pontages aortocoronariens : les variations du taux de pontages aortocoronariens pourraient être liées au taux d’utilisation de l’angioplastie coronaire transluminale percutanée, qui est une autre intervention visant à améliorer l’afflux de sang au cœur.

  • Les taux de mortalité à l’hôpital dans les 30 jours et les taux de réhospitalisation sont basés sur une moyenne calculée sur trois ans. À cause de différences entre les méthodes de collecte des données, ces indicateurs ne sont pas disponibles pour chaque province et territoire. Par conséquent, le taux moyen (national) pourrait ne pas inclure toutes les provinces ou tous les territoires. Les notes techniques et les spécifications du modèle sont disponibles pour la mortalité dans les 30 jours due à l’IAM ou à l’accident vasculaire cérébral, ainsi que pour les indicateurs de réhospitalisation (IAM, asthme, hystérectomie, pneumonie et prostatectomie).

  • Les données de 1998 pour les indicateurs calculés d'après la Base de données sur les congés des patients pourraient différer des chiffres publiés antérieurement pour certaines régions, en raison de la mise à jour des données sur les hospitalisations en Saskatchewan, en Alberta, au Nouveau-Brunswick et en Ontario.

Données sur les médecins (ICIS)

  • Bien que les ratios de densité de médecins soient des indicateurs utiles de la variation du nombre de médecins relativement au chiffre de population, il ne convient pas de faire des inférences quant à l'adéquation des ressources pour ce qui est des prestateurs de soins d'après des dénombrements ni des ratios. Divers facteurs déterminent si le nombre de médecins disponibles est appropriés, dont la répartition et l'emplacement géographique des médecins dans une région ou une province, la catégorie de médecins (p. ex., médecins de famille contre spécialistes), le niveau de service offert (temps plein contre temps partiel), l'âge et le sexe des médecins, l'accès de la population aux hôpitaux, aux établissements de soins de santé, à la technologie et à d'autres types de prestateurs de soins, les besoins de la population (caractéristiques démographiques et problèmes de santé) et les perceptions et les attentes de la société.
  • Les données reflètent les chiffres tels qu'enregistrés en décembre d'une année de référence particulière et couvrent les médecins exerçant à temps plein et à temps partiel en milieu clinique et non clinique (p. ex., recherche, administration et enseignement). Sauf avis contraire, les données n'incluent pas les résidents ni les médecins qui ne sont pas titulaires d'une licence leur permettant d'exercer à titre de cliniciens ni ceux qui ont demandé au Southam Medical Group que les données les concernant ne soient pas publiées. À la suite d'améliorations de la méthode utilisée pour recueillir les données, les données chronologiques présentées dans les rapports publiés après 1999 différeront légèrement de celles publiées antérieurement (d'environ 0,3 %, selon l'année). Les données sur les médecins publiées dans les rapports de l'ICIS pourraient différer de celles provenant d'autres sources, en raison de définitions différentes des médecins, des périodes de déclaration ou des populations utilisées pour le calcul des ratios. Les taux de médecins pour 2000 étant calculés d’après des estimations démographiques mises à jour, les chiffres pourraient différer légèrement de ceux publiés antérieurement par l’ICIS.

Base de données sur les dépenses nationales de santé

  • Les chiffres sur les dépenses incluent celles engagées par le secteur public et le secteur privé. Pour plus de renseignements, consultez Tendances des dépenses nationales de santé, 1975-2002.
  • Les chiffres provinciaux par habitant sont affectés par de nombreux facteurs qui auront un effet sur les comparaisons interprovinciales, y compris (sans toutefois s'y limiter) les taux d'inflation différents dans les provinces qui sont associés aux différences provinciales dans les compromis d'arbitrage entre les gouvernements provinciaux et, par exemple, les associations médicales; les répartitions différentes de la population; la géographie; et les différences dans le pouvoir d'achat des provinces.


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Date de modification : 2003-11-26 Avis importants