Comparabilité de la CIM-10 et de la CIM-9 pour les statistiques de la mortalité au Canada

Données et méthodes de l'étude de comparabilité

3.1 Étude de comparabilité

L’inclusion de nouvelles catégories de codage, la modification des règles pour la sélection de la cause initiale de décès et la création de nouvelles catégories de totalisation ont eu pour effet global de créer un bris de continuité dans les tendances de la statistique de la cause initiale de décès. On peut mesurer l’ampleur de ce bris de continuité par une étude de comparabilité ou de transcodage où l’on procède à un « double codage » des certificats de mortalité, c’est-à-dire classer ces derniers selon la nouvelle version de la CIM et selon la version précédente. De la base de données ainsi constituée, on tire des rapports de comparabilité par une comparaison du nombre des décès attribués à une cause ou un groupe de causes classés selon la CIM-10 au nombre attribués à une cause ou un groupe de causes équivalentes classés selon la CIM-9.

Une question que se posent souvent les chercheurs lors de leur processus d’adaptation à la statistique de la mortalité classée selon la CIM-10 est de savoir s’ils peuvent simplement se reporter à un tableau de conversion de codes CIM-9 à CIM-10 pour analyser les statistiques des décès classés selon ces deux révisions. Il y a deux grandes conséquences à la mise en application de la CIM-10. Une table de conversion ne saurait mesurer ni l’incidence des changements de règles, ni l’incidence des changements de définitions ou de concepts pour des catégories de titres similaires de maladies et de causes externes. Il n’y a qu’une étude de comparabilité qui permette de chiffrer ces incidences.

Les études de comparabilité menées aux États-Unis ont montré que l’adoption d’une nouvelle révision de la CIM influe sur les tendances statistiques⁷. La présente étude CIM-10/CIM-9, qui est mené en utilisant des données canadiennes, est la première étude de comparabilité de classification de la mortalité que Statistique Canada réalise. Cette étude repose sur un important travail de la part des préposés à la classification, des méthodologistes et des analystes de la statistique de l'état civil de cet organisme. La conception et l'ordonnancement de l'exercice ont été dictés en partie par la priorité accordée à la production régulière de données sur l'état civil.

3.2 Conception de l’étude

Au départ, l’étude visait à double coder toute la base de données des décès de 1999, mais les conditions nécessaires n’ont pu être réunies, compte tenu des ressources disponibles et des délais de diffusion des données des décès de l’an 2000. On a modifié le plan d’étude afin de transcoder :

(1) un échantillon de décès dans les provinces pour lesquelles on ne disposait pas de données d’entrée du système automatisé MMDS;

(2) l’ensemble des décès dans les provinces et les territoires pour lesquels on disposait de telles données d’entrée.

Des données d’entrée du MMDS manquaient pour les décès au Nouveau-Brunswick et au Québec, provinces où une proportion appréciable des certificats médicaux de la cause de décès était remplie en français et où la cause initiale de décès était classée manuellement. Pour le Manitoba, les données d’entrée du MMDS produites pour le traitement des décès de 1999 n’avaient pas toutes été archivées et n’étaient donc plus disponibles.

Il y avait des données d’entrée du MMDS pour tous les décès de 1999 qui ont eu lieu à Terre-Neuve-et-Labrador, à l’Île-du-Prince-Édouard, en Nouvelle-Écosse, en Saskatchewan, en Alberta et en Colombie-Britannique. Cependant, on a découvert au cours de l’exercice que les fichiers de données d’entrée du MMDS visaient seulement la moitié des décès de 1999 en Ontario (42 000 sur 81 600). À ce stade, on avait déjà complété et mis en application le plan d’échantillonnage.

Sur les 42 000 décès ontariens décrits dans les fichiers de données d’entrée du MMDS disponibles, 86 % (36 000 sur 42 000) ont été classés avec succès par le système automatisé de classification selon l’ICD-10. Les 14 % restants étaient des cas qui ont été rejetés par le système. Donc, on a dû classer manuellement la cause initiale de décès pour ces cas. Pour les résultats préliminaires de l’étude de comparabilité, on a décidé de tenir compte seulement des 36 000 décès ontariens classés par l’application du MMDS selon l’ICD-10. Le NCHS a pris une décision semblable pour l’étude préliminaire de comparabilité américaine. Dans ce cas, on a traité les enregistrements non rejetés comme un échantillon aléatoire simple, ayant jugé que, pour la plupart des causes de décès, la répartition ne devrait pas nettement différer entre l’ICD-9 et l’ICD-10 pour les enregistrements exclus et les enregistrements échantillonnés⁷.

Dans cette étude canadienne, on a peut-être introduit un biais lorsqu’on a utilisé des versions différentes du logiciel MMDS pour le double codage de divers lots d’enregistrements de décès. Un meilleur contrôle des versions aurait permis d’évaluer les anomalies de système influant sur les rapports de comparabilité.

3.3 Plan d’échantillonnage

Le plan de l’étude prévoyait un échantillonnage des décès au Nouveau-Brunswick, au Québec, et au Manitoba, les trois provinces pour lesquelles on ne disposait pas de données d’entrée du système automatisé MMDS. Nous avons constitué un échantillon aléatoire stratifié des décès dans chacune de ces provinces. La stratification était fondée sur le codage CIM-9 de la cause initiale de décès.

Nous nous sommes reportés à la base de données des décès de 1997 pour établir la taille de l’échantillon requise dans chaque province. C’était la plus récente base de données complète au moment où l’on a procédé à l’échantillonnage. Nous avons fais la supposition que les causes de décès seraient d’une même répartition en 1999 qu’en 1997.

Les contraintes de temps et de ressources ont fait que nous avons dû limiter la taille globale de l’échantillon à 7 000 enregistrements, soit environ le dixième des décès ayant eu lieu dans ces trois provinces en 1997 et en 1999. Les exigences étaient les suivantes pour l’échantillon aléatoire stratifié :

(1) Les causes initiales de décès classées selon la CIM-9 étaient considérées comme « rares » si le code en question avait été attribué en 1997 à un nombre de décès variant de 1 à 10 dans tout le Canada; les causes « rares » ont formé des strates à tirage complet où tous les décès étaient transcodés. Nous avons ainsi obtenu un échantillon estimatif de 1 121 enregistrements pour les trois provinces.

(2) Pour les causes initiales de décès classées selon la CIM-9 considérés comme « non rares » dans la base de données des décès de 1997 (11 décès ou plus classés à un code de la CIM-9), au moins deux décès classés selon chacun des codes en question dans chaque province étaient portés dans l’échantillon, d’où la possibilité d’établir des estimations de variance pour chaque code CIM-9 dans chacune des provinces. Pour ce faire, il a fallu échantillonner 2 917 enregistrements de plus.

(3) Pour le restant des 7 000 décès de l’échantillon, nous avons majoré la taille d’échantillon de chaque cause classée comme « non rare » de la CIM-9 de manière  :

• à pouvoir estimer avec précision des rapports de comparabilité (CIM-10/CIM-9) de 0,625 et plus;
• à former des strates à tirage complet avec tout code CIM-9 présent dans la base de données de 1999, et absent dans la base de données de 1997 pour les provinces échantillonnées;
• à ne pas attribuer une valeur de pondération de plus de 200 à un enregistrement quelconque de décès (taille de la strate divisée par le nombre d'enregistrements prélevés sur celle ci).

En appliquant ce plan d'échantillonnage à la base de données de décès de 1999, nous avons obtenu une taille d'échantillon finale de 7 073 enregistrements ainsi répartis :

Aux fins de ce rapport provisoire, les échantillons du Manitoba et du Nouveau-Brunswick ont été transcodés, mais non celui du Québec.

3.4 Procédure de double codage

En général, nous avons utilisé la même procédure pour le double codage de la cause initiale de décès de 1999 (selon la CIM-10) et pour la production des données sur la cause initiale de décès (selon la CIM-9). Nous avions ainsi l’avantage d’accroître la validité des résultats de l’étude de comparabilité, leur production étant semblable à la production régulière des statistiques de la mortalité. La procédure de double codage selon la CIM-10 a varié selon les secteurs de compétence au même titre que la procédure de classification selon la CIM-9 avait varié, et que la production statistique habituelle selon la CIM-10 continue à varier. Ainsi, les certificats médicaux de la cause de décès remplis en 1999 dans les provinces de l’Atlantique, en Ontario, dans la région des Prairies et en Colombie-Britannique ont été classés à l’aide du MMDS selon l’ICD-9 avec traitement manuel des cas rejetés, et les enregistrements ont été classés selon l’ICD-10 de la même manière. Nous avons classé manuellement le petit nombre de décès des territoires, tant dans la production des données selon la CIM-9 de 1999 que dans l’étude de comparabilité CIM-10 à CIM-9.

Nous avons confié le double codage à du personnel formé et expérimenté dans la classification CIM-9. Au moment où les intéressés ont fait le double codage, ils n’avaient que récemment été formés à l’application de la CIM-10. Leur expérience et leur compétence dans la classification de la cause initiale de décès selon la CIM-10 étaient inférieures à leur savoir-faire antérieur dans l’application de la CIM-9 et à leur présent savoir-faire dans le cas de la CIM-10. Ce sont les conditions observées dans la production statistique de la première année après l’adoption de la CIM-10, mais non dans celle des années qui ont suivi à mesure que les préposés et leurs gestionnaires apprenaient à mieux mettre en application cette classification de la mortalité. Il faut donc bien voir la validité limitée des résultats de notre étude. Ceux-ci ne sont valides en effet que pour les données de 1999 sur les décès dans tout le Canada et dans les provinces et les territoires. Les résultats de cette étude de transcodage sont seulement applicables à l’année d’observation visée par le double codage. Dans le cadre d’une analyse de série chronologique, les utilisateurs ne devraient pas appliquer les rapports de comparabilité à d’autres années d’observation. De plus, les résultats ne sont pas applicables aux données de mortalité d’autres pays, ni à d’autres types de données, comme par exemple celles de la morbidité (d’hospitalisation).

Dans notre étude, nous avons attribué une cause inconnue selon la CIM-10 à un certain nombre de décès, là où Statistique Canada ne disposait pas de certificats médicaux de la cause de décès à caractère définitif (où une maladie ou une cause externe avait été classée selon la CIM-9). La plupart de ces cas ont été exclus de notre étude. Certains n’ont pas été découverts à temps pour être écartés; nous en signalons l’incidence lorsque celle‑ci a été mesurée. Comme c’est le cas dans notre examen du rapport de comparabilité de la grippe.

Le fichier provisoire de double codage comprend 98 847 enregistrements. Après pondération, il s’agit de 157 158 décès, soit le nombre de décès de résidents du Canada hors Québec en 1999 (rappelons que l’échantillon québécois n’a pas été codé en double). Chaque enregistrement comporte les variables suivantes : numéro d’identification unique formé d’un code numérique de province ou de territoire d’événement en chaînage avec le numéro d’enregistrement de décès délivré par la province ou le territoire; code de cause initiale de décès selon la CIM-9; code de cause initiale de décès selon la CIM-10; indicateur de strate; valeur de pondération d’échantillon; et, indicateurs de groupe et de chapitre selon la CIM-9 et selon la CIM-10. Ce fichier a servi à calculer les rapports de comparabilité et les estimations de variance que nous présentons.

3.5 Calcul de rapports de comparabilité

Pour une cause de décès prise individuellement ou en groupe (i), le rapport de comparabilité (C) se définit comme le nombre de décès (D) attribuables à cette cause selon la CIM-10, valeur divisée par le nombre de décès attribuables à une cause comparable selon la CIM-9 :

Un rapport de comparabilité de 1,00 ne signifie pas nécessairement que la CIM-10 n’a aucune incidence sur la cause en question, mais indique plutôt que, dans la répartition, toute augmentation a entièrement été compensée par une diminution. Un rapport de plus de 1,00 veut dire que l’incidence de la CIM-10 a pour effet net d’accroître le nombre de décès classés à une cause (prise individuellement ou en groupe) par rapport au nombre de décès classés à une cause comparable selon la CIM-9. De même, un rapport de moins de 1,00 indiquera qu’en valeur nette il y a moins de décès classés à une cause selon la CIM-10 qu’à une cause comparable selon la CIM-9. Au niveau des enregistrements, qu’il y ait moins de décès classés à une cause n’implique pas que des décès « ont disparu », ceux‑ci étant tout simplement classés à une autre cause, de sorte que le nombre total de décès classés selon la CIM-10 demeure égal au nombre total de décès classés selon la CIM-9.

Les utilisateurs de ces données devraient prendre note de la définition de cause comparable. Comme un certain nombre de maladies et de causes externes ont changé de chapitre, ou de bloc ou de catégorie dans un chapitre de la CIM-10, il y a des causes prises individuellement ou en groupe qui sont conceptuellement différentes de celles qui sont entrées dans l’analyse tendancielle des causes de décès classés selon la CIM-9. En guise d’exemple, considérons que les maladies cérébrovasculaires sont une cause principale de mortalité au Canada. Dans les publications de Statistique Canada pour les données des années allant de 1979 à 1999, les Maladies cérébrovasculaires étaient représentées par le bloc de catégories 430 à 438 de la CIM-9. Selon la CIM-10, le bloc correspondant est I60 à I69. Les catégories de la CIM-9 comparables à ce bloc de la CIM-10 sont 430 à 434 et 436 à 438, la catégorie 435, celle de l’Ischémie cérébrale transitoire, étant exclue. Les maladies rangées dans la catégorie 435 de la CIM-9 appartiennent à la catégorie G45 et à ses sous-catégories au chapitre VI, Maladies du système nerveux de la CIM-10. Pour la commodité de l’utilisateur, nous avons calculé des rapports de comparabilité pour l’un et l’autre de ces groupes de codes. Nous identifions les définitions parallèles de groupes de codes par la mention « Alt » au tableau 4.

3.6 Calcul d'intervalles de confiance

Nous introduisons de la variabilité dans les estimations de rapports de comparabilité à cause de l’échantillonnage des enregistrements de décès. Pour mesurer cette variabilité, nous pouvons calculer un intervalle approximatif de confiance à 95 % pour les grandes tailles d’échantillon à l’aide de la formule suivante :

(r – 1,96 * ET(r), r + 1,96 * ET(r))

où :

• r est le rapport de comparabilité;
• ET(r) est l'erreur-type de r (racine carrée de sa variance d'échantillonnage estimée);
• 1,96 est le percentile 97,5 de la distribution normale type.

La formule de ET(r) est préprogrammée dans le Système généralisé d'estimation (SGE) de Statistique Canada. À la section Notes techniques, nous donnons plus de renseignements sur le calcul de ET(r). Au tableau 4, nous présentons les rapports de comparabilité estimés avec les bornes supérieures et inférieures correspondant aux limites de confiance à 95 %. Par exemple, pour ce qui est de la Tumeur maligne du sein, le rapport de comparabilité s'établit à 1,0134 et les limites inférieure et supérieure de confiance à 95 %, à 1,0073 et 1,0194. C'est dire qu'on sait, à un degré de certitude de 95 %, que la valeur réelle du rapport de comparabilité se trouve dans l'intervalle de 1,0073 à 1,0194.