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Indicateurs de la santé, vol. 2003, no. 2
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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.
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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.
- 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.
- 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 :
où  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 :
où 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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