3. Évaluation des dossiers des régimes d'assurance-maladie et de la PFCE

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De tous les critères utilisés pour évaluer la qualité, la couverture est l'un des plus importants puisqu'elle a des répercussions sur toutes les autres mesures. Tous les dossiers administratifs font l'objet de problèmes de couverture quand ils servent aux estimations. En fait, la couverture globale est l'une des plus grandes forces des fichiers médicaux alors que c'est l'une des plus grandes faiblesses des données de la PFCE, puisque ces données couvrent seulement une part de la population visée, c.-à-d. les enfants. Cependant, en restreignant l'enquête à la couverture des enfants, les fichiers ont une meilleure comparabilité. L'enjeu principal de l'erreur de couverture consiste à déterminer si les problèmes peuvent être mesurés et corrigés. Les erreurs de couverture sont corrigeables si l'on prend les mesures appropriées pour déterminer l'ampleur de l'erreur de couverture et le risque de biais qui peut influer sur le processus d'estimation. Le fait de ne pas avoir accès à tous les dossiers de santé réduit sérieusement toute possibilité de corriger les biais découlant d'une erreur de couverture.

Les problèmes de couverture peuvent mener à des estimations qui ne sont pas le reflet de la réalité ou des estimations biaisées; dans lesquelles l'erreur n'est pas distribuée de façon égale dans les sous-populations importantes, et par-dessus tout, dans les populations qui sont plus susceptibles de migrer. Étant donné les enjeux de la production de résultats sans biais quand on compare les estimations provinciales de la migration, d'autres éléments de notre évaluation jouent un rôle important.

Dans la présente section, nous traiterons aussi des aspects de l'exhaustivité des dossiers de santé en insistant sur les diverses populations couvertes dans chaque province et comment elles peuvent différer l'une de l'autre. On accordera une attention particulière à la détermination des problèmes qui peuvent produire une erreur d'estimation inégale entre les provinces et les territoires. Dans le présent document, on traitera des questions d'uniformité, de cohérence, d'actualité, de fiabilité et du niveau de détail, ainsi que de l'exactitude de ces dossiers.

3.1 Comparaison de l'ensemble de la couverture des inscriptions aux régimes d'assurance-maladie

Pour traiter de « couverture », nous souhaitons faire une distinction dans la définition puisque nous utilisons le terme selon deux sens différents :

• L'exhaustivité du fichier du régime d'assurance-maladie (un concept administratif ou d'assurance de la qualité)
  • p. ex., les personnes qui n'ont pas de carte d'assurance-maladie parce qu'elles y ont renoncé ou n'ont jamais fait de demande même si elles étaient admissibles à la couverture (cette situation crée un sous-dénombrement);
  • p. ex., il peut y avoir des dossiers en double pour une même personne; ou des dossiers en double de personnes qui ont quitté la province mais qui n'ont pas informé la province de leur départ et qui ont toujours une carte ou des personnes qui sont décédées mais qui ont toujours un dossier actif (cette situation crée un surdénombrement).
• Les catégories d'admissibilité à la couverture provinciale de santé (une définition juridique ou gouvernementale)
  • L'admissibilité est inégale dans les provinces et les territoires (p. ex., dans certains cas, les demandeurs d'un statut de réfugié ne sont pas couverts par le régime provincial d'assurance-maladie mais ils font partie des estimations démographiques de la Division de la démographie).
  • Dans ses estimations de la migration interprovinciale, la Division de la démographie inclut les (RNP), les forces armées, la Gendarmerie Royale du Canada (GRC), le Service Canadien du Renseignement de Sécurité (SCRS) et les détenus des pénitenciers fédéraux et leurs personnes à charge qui sont couverts par les programmes d'assurance-maladie fédéraux, ce qui n'est pas le cas des provinces ou des territoires.
  • D'autres règlements administratifs de certaines provinces peuvent empêcher la mesure exacte de la migration (p. ex, en Alberta, une personne qui arrive en Alberta et qui y réside plus de 183 jours – ce qui correspond à l'une des exigences de résidence permanente – pourrait ne pas être couverte avant que son conjoint déménage en Alberta ou avant le treizième mois de résidence en Alberta si le conjoint ne déménage pas⁶. En d'autres mots, si le conjoint n'a aucune intention de déménager en Alberta, le nouveau résident devra attendre 12 mois avant d'obtenir une couverture médicale en Alberta).

Actuellement, les provinces ne nous envoient pas un cumul de leurs inscriptions aux régimes de santé de façon régulière. Cependant, la plupart d'entre elles communiquent cette information à Santé Canada pour son rapport annuel.

Le Tableau 2 compare les taux de couverture des fichiers des inscriptions aux régimes d'assurance-maladie avec les estimations démographiques provenant de la Division de la démographie. On présume que, sauf les exclusions mentionnées ci-avant, le nombre total de personnes qui disposent d'une protection-santé devrait être équivalent aux estimations démographiques en raison du système de santé universel du Canada. Si le ratio entre les inscriptions provinciales et territoriales et nos estimations démographiques s'approche de l'unité, alors les populations seront au moins comparables. En raison des exclusions mentionnées précédemment en ce qui a trait à la couverture des programmes de santé, nous nous attendons à une léger sous-dénombrement dans les estimations produites par la Division de la démographie.

[Nota : Nous ne disposons d'aucune répartition selon l'âge, le sexe ou la région et nous en avons fait la demande auprès des coordonnateurs statistiques pour une prochaine analyse. Il s'agit de totaux cumulés des inscrits et certaines populations sous-dénombrées peuvent être compensés par des populations surdénombrées. On traitera plus tard de ces phénomènes.]

Tableau 2
Ratios de couverture entre la population totale des inscrits aux régimes d'assurance-maladie provinciaux et la population estimée par la Division de la démographie, pour certaines années, de 2000 à 2006

Les ratios de couverture présentés ici sont tirés de renseignements publiés et ne peuvent être analysés davantage selon l'âge, le sexe ou la représentation infraprovinciale ou territoriale. À titre d'exemple, on peut se demander si des problèmes de surdénombrement sont liés aux personnes âgées ou à un autre groupe de la population. On pourrait recommander d'obtenir des répartitions détaillées des chiffres de population à partir de toutes les inscriptions aux régimes d'assurance-maladie provinciaux ou territoriaux pour les comparer à l'information provenant du recensement.

De plus, le nombre de personnes couvertes par province pourrait ne pas refléter exactement les dossiers provinciaux et territoriaux alors qu'il y a un chevauchement entre les provinces et les territoires. Le fait qu'une province ne soit pas avisée du départ d'un résident de la province (ce qui fait que cette personne a toujours une carte santé active) peut expliquer en partie les ratios supérieurs à un dans certains secteurs où les sortants sont plus élevés que les entrants. Des personnes décédées qui sont toujours inscrites à un régime d'assurance-maladie peuvent aussi expliquer un ratio supérieur à 1,0. Le fait de ne pas demander de carte santé ou le simple fait d'y renoncer peut donner lieu à un ratio inférieur à 1,0. Les écarts dans nos estimations pourraient aussi être le résultat du moment de la collecte de l'information, alors qu'il peut y avoir des périodes de référence différentes, même après avoir effectué des rajustements. Comme vous le constaterez dans le prochain tableau, on s'attend en fait à ce que la population comprise dans les fichiers de santé soit inférieure à la population réelle des résidents en raison des règles d'exclusion. Il est difficile d'établir la taille de la population exclue puisqu'il y a souvent un chevauchement avec d'autres règles d'inclusion (p. ex., les réfugiés peuvent être exclus de certains programmes provinciaux de soins de santé, à moins de détenir un permis de travail, dans lequel cas ils sont admissibles).

Dans la plupart des cas, le ratio de couverture s'approche de l'unité pour l'estimation de la population totale. Il peut s'agir d'un phénomène secondaire d'erreurs qui s'annulent les unes les autres et qui n'est pas le reflet de l'exactitude des données. Le taux de couverture est le plus uniforme au Manitoba. Ce ratio indique que, dans l'ensemble, la population inscrite telle que mesurée selon la base de données de l'ensemble des inscriptions aux régimes d'assurance-maladie provinciaux et territoriaux est proche de l'estimation démographique selon la méthode de la Division de la démographie.

C'est le ratio de Terre-Neuve-et-Labrador qui présente le plus grand écart, avec une moyenne de 1,12 de 2000 à 2006 et un taux de 1,07 en 2006. Cela signifie qu'il y a plus de personnes dans le système de santé de Terre-Neuve-et-Labrador que ce qu'on a estimé. Cet écart découle probablement du système d'inscription au régime de santé de Terre-Neuve-et-Labrador puisque dans le rapport annuel de 2006 de la Loi canadienne sur la santé, une note complémentaire précise que le nombre de personnes inscrites à Terre-Neuve excède le nombre de résidents. La réinscription des résidents commencera en 2006 [le 1^er avril].

3.2 Uniformité et exhaustivité des données

Les Tableaux 3 et 4 contiennent des données sur l'uniformité et l'exhaustivité des données par rapport à la couverture en fonction des personnes inscrites aux régimes d'assurance-maladie provinciaux ou territoriaux. Ces tableaux contiennent les résultats d'un questionnaire de 2007 qu'on a fait parvenir aux provinces et aux territoires afin de mettre à jour les données d'un questionnaire semblable datant de 1996.

Bien que les données soient résumées, elles n'indiquent aucune uniformité dans l'application des services de soins de santé dans les provinces et les territoires. De plus, elles montrent aussi les divers obstacles qu'il peut être nécessaire de contourner afin d'obtenir une mesure complète de la migration de la population.

Tableau 3
Renonciation, primes et couverture des personnes à charge de groupes particuliers, 2007

Tableau 4
Couverture des résidents non permanents, 2007

Les Tableaux 3 et 4 indiquent les circonstances dans lesquelles les provinces ne couvrent pas certains groupes, alors qu'ils sont couverts par la PFCE – par exemple les RNP, les personnes à charge des personnes de la catégorie des détenus, le corps diplomatique et les forces armées. Cette différence de « couverture » donnerait lieu à un ratio de couverture inférieur à un. Dans certains cas, il y a aussi une disposition de renonciation comme en Alberta, mais le nombre de renonciations est faible; cependant, nous sommes incapables d'estimer ce nombre à partir des renseignements dont nous disposons.

Comme il a été mentionné précédemment, dans le cas de l'Alberta, le nouveau résident dispose d'une assurance-maladie seulement quand le demandeur et son conjoint sont des résidents permanents de l'Alberta ou après une période de résidence de 12 mois si le conjoint n'a pas l'intention de déménager en Alberta. Dans ce dernier cas, il y a aussi un problème de délai en raison d'un effet de retardement. Cet effet pourrait être important en période de vague de prospérité comme on l'a observé dans l'économie de l'Alberta au cours des derniers mois. En raison de cette situation, des travailleurs provenant d'autres provinces ou territoires que l'Alberta ont déménagé en Alberta en laissant leur conjoint dans leur province ou territoire de provenance en raison des coûts élevés et de la faible disponibilité du logement et parce qu'ils ne sont pas inscrits au régime de santé de l'Alberta. L'incapacité de mesurer avec exactitude le nombre de personnes dans cette situation ou le décalage à prévoir si le conjoint planifie de migrer en Alberta plus tard au cours de l'année complique encore davantage la question.

3.3 Comparaisons au niveau de la migration interne

Bien que la Division de la démographie publie des données sur les entrants et les sortants interprovinciaux et interterritoriaux, ce niveau de détail n'est pas disponible pour effectuer une comparaison à l'aide des fichiers de santé puisque nous recevons présentement uniquement l'information sur les entrants⁷ dans les rapports sur les nouveaux inscrits. On ne sait pas si toutes les provinces pourraient rendre compte de la destination des personnes qui ne font plus partie de leur programme d'assurance-maladie de santé et on ne sait pas vraiment quelle serait l'exactitude de cette information. De plus, nous ne disposons suffisamment de détails pour ce qui est de la répartition sur une seule année des dossiers de santé pour la plupart des provinces, bien que, en théorie, cette information pourrait être disponible. Donc, en comparant les données de la PFCE qui couvrent les personnes âgées de 17 ans et moins, nous devons apporter des rajustements aux données du groupe d'âge de cinq ans provenant des fichiers de santé.

Pour tenir compte du groupe d'âge de 17 ans et moins, nous avons estimé 3/5 du groupe d'âge de 15 à 19 ans à titre d'approximation du groupe d'âge de 15 à 17 ans. Quand les données étaient disponibles pour chaque année d'âge, nous avons été capables d'obtenir les chiffres de population exacts pour la population de 0 à 17 ans.

Par conséquent, le Tableau 5 contient les ratios entre les données sur les nouveaux résidents provenant des régimes d'assurance-maladie et les données provisoires de la PFCE pour les entrants seulement (pour le groupe d'âge de 0 à 17 ans).

Tableau 5
Comparaison des entrants trimestriels fondée sur les données des régimes d'assurance-maladie provinciaux et territoriaux et des estimations provisoires (fondées sur la PFCE) de la Division de la démographie, avec les chiffres annuels (à compter du 1er juillet), groupe d'âge de 0 à 17 ans

Comme l'avait constaté précédemment Rémillard dans son évaluation de la période de 1986 à 1995, il y a de grands écarts dans les valeurs des ratios des entrants entre les provinces et les territoires et d'un trimestre à l'autre, dans une même province ou un même territoire, comme on l'a encore constaté pour la présente période de 2001-2002 à 2005-2006.

Les ratios les plus élevés pour la période de 2001 à 2006 ont été observés au Manitoba, en Colombie-Britannique et dans les Territoires du Nord-Ouest (un rapport supérieur à 1,0 dans certains cas), alors qu'on remarquait les rapports les plus faibles au Nouveau-Brunswick (toujours en-dessous de 1,0, et se situant entre 0,1 et 0,8 inclusivement) et en Saskatchewan (de 0,4 à 1,7). Dans l'ensemble, nous remarquons que la PFCE révèle une plus grande migration que les fichiers de santé.

Le Nouveau-Brunswick est la province où l'on constate les pires ratios. Dans l'ensemble, les valeurs sur les nouveaux résidents provenant de leurs fichiers d'inscription à l'assurance-maladie étaient toujours très faibles comparativement aux estimations provenant des fichiers de la PFCE pour la même cohorte. Sur le plan historique, ces tendances étaient aussi vraies pour la période précédente, de 1986 à 1995. En fait, les ratios entre les deux ensembles de données pour les trimestres se situaient entre un ratio maximal de 0,8 pour la période d'octobre à décembre 2004 et 0,1 pour la période d'octobre à décembre 2001, de juillet à septembre 2003, de juillet à septembre 2004 et de juillet à septembre 2005. Le ratio annuel du Nouveau-Brunswick se situe entre 0,2 et 0,3. Nous avons discuté avec la province du N.-B. pour résoudre le problème relatif à ces chiffres d'entrants anormalement faibles et nous avons résumé nos efforts dans l'annexe C à la fin du présent document.

La Saskatchewan vient en deuxième place des plus mauvais ratios. Ces ratios fluctuent aussi largement entre 0,04 et 1,7, comme il est mentionné ci-avant. L'un des facteurs importants expliquant le fait que les chiffres de la Saskatchewan semblent beaucoup plus bas que les nôtres provient de leur catégorie « inconnue » – c'est-à-dire que la Saskatchewan ne sait pas si un nouveau résident provient d'une autre province ou territoire ou s'il provient de l'extérieur du Canada. L'annexe D présente ces données pour chaque trimestre de 2001-2002 à 2005-2006. Dans certains cas, cette catégorie inconnue représente un nombre important du total des entrants pour la Saskatchewan : 30 % du total des entrants (ou 248) étaient d'origine inconnue pour la période de juillet à septembre 2003; 18 % des entrants (ou 333) étaient d'origine inconnue pour la période de juillet à septembre 2005.

Il convient de souligner que la Colombie-Britannique affiche un rapport annuel de 3,4 pour la période d'octobre à décembre 2005 pour le groupe d'âge de 0 à 17 ans – 5 899 entrants nouvellement inscrits au régime d'assurance-maladie de la Colombie-Britannique provenaient de l'extérieur de la province en comparaison de 1 722 entrants selon les estimations de la Division de la démographie (les estimations équivalentes pour tous les âges étaient respectivement 31 444 et 9 378). Les inscriptions au régime d'assurance-maladie de la Colombie-Britannique correspondent au double de ce qu'elles étaient pour les trimestres équivalents dans les années précédentes. Plus précisément, les chiffres pour octobre et novembre 2005 étaient plus élevés que la normale – pour tous les âges, la moyenne pour octobre 2000 à 2004 s'élevait à 5 102, alors que pour octobre 2005, le chiffre s'élevait à 10 736. En novembre, la moyenne pour 2000 à 2004 était de 5 466 mais en novembre 2005, on affichait 16 435. En communiquant avec le ministère de la Santé de la Colombie-Britannique, on a constaté que les chiffres importants en octobre et novembre 2005 correspondaient à un « arriéré d'inscriptions qui avait été traitées en octobre et en novembre 2005 »⁸.

Comme il a été mentionné précédemment, le ratio a tendance à être inférieur à un puisque un bon nombre de régimes d'assurance-maladie provinciaux et territoriaux n'offrent pas la couverture aux RNP⁹, alors que Statistique Canada les inclut dans ses estimations de la migration interprovinciale et de la population. De plus, dans la compilation des données provenant des nouvelles demandes de cartes santé provinciales ou territoriales, certaines provinces n'ont pas présenté de données pour certains mois (p. ex., la Saskatchewan ne disposait d'aucune donnée pour novembre et décembre 2002; les Territoires du Nord-Ouest ne nous ont envoyé aucune donnée pour janvier et février 2005) ce qui a donné lieu à des problèmes d'exhaustivité.

À l'échelle nationale, quand on fait la somme des trimestres pour toutes les provinces et tous les territoires, 75 % des trimestres affichent un rapport inférieur à un ce qui signifie que le nombre d'inscriptions à l'assurance-maladie des entrants âgés de 0 à 17 ans déclaré par la province ou le territoire est inférieur aux estimations d'entrants fondés sur la PFCE de la Division de la démographie. Cela fait contraste au ratio de couverture de 98 % à 99 % de toutes les inscriptions aux régimes d'assurance-maladie déclaré par la province ou le territoire comparativement aux estimations de la population totale de la Division de la démographie¹⁰. Par ailleurs, au cours de la période observée, les ratios se sont rapprochés, autant à l'échelle trimestrielle qu'annuelle, pour le groupe d'âge de 0 à 17 ans, avec un ratio national annuel d'environ 0,9 en 2004-2005. Ce ratio peut laisser entendre que la nature de la migration saisie par la PFCE peut être différente. Le fichier de la PFCE peut inclure la migration temporaire, des personnes qui planifient migrer de nouveau très rapidement ou migrer de nouveau dans leur province d'origine et qui, par conséquent, n'ont pas modifié leur protection-santé en raison de la longue période d'attente.

Dans un cadre trimestriel, presque toutes les provinces et tous les territoires ont affiché les plus hauts niveaux d'entrants pour les deux ensembles de données pendant la période de juillet à septembre; une période de migration habituellement plus forte. Bien qu'il y ait une différence dans les nombres absolus (voir le Tableau 6) entre les estimations fondées sur la PFCE et l'information provenant des régimes d'assurance-maladie provinciaux et territoriaux, ces deux sources indiquent une tendance saisonnière globale mais différente au niveau des mouvements interprovinciaux, laquelle atteint son plus haut niveau pendant la période de juin à septembre et est habituellement à son plus bas pendant la période de janvier à mars. Les personnes qui ont des enfants auraient tendance à déménager quand les enfants ne sont pas à l'école; par conséquent, le mouvement d'entrants a tendance à être plus prononcé pendant la période d'avril à septembre que pendant la période d'octobre à mars. Les gens sont aussi plus enclins à déménager quand le temps est plus doux.

Pour certains trimestres, dans certaines provinces comme la Colombie-Britannique (de juillet à septembre et d'octobre à décembre 2002) et le Nouveau-Brunswick (de juillet à septembre et d'octobre à décembre 2004), on atteint parfois les plus grandes valeurs absolues pendant la période d'octobre à décembre, selon les dossiers des régimes d'assurance-maladie, alors que les valeurs équivalentes fondées sur la PFCE atteignent leur sommet pendant la période de juin à septembre. Ce phénomène pourrait découler d'un effet de retardement puisque la plupart des provinces et des territoires prévoient une période d'attente de trois mois avant l'obtention de la protection-santé et les nouveaux résidents peuvent tarder à informer les autorités de la santé de leur déménagement dans une autre province ou dans un autre territoire.

L'annexe A présente une comparaison des entrants pour chaque mois. En examinant les graphiques mensuels dans l'annexe A, il semble vraiment y avoir un effet de retardement dans un bon nombre de provinces. Cependant, ce n'est pas le cas de façon uniforme tout au long de l'année ni même dans toutes les provinces. Ce niveau de détail montre des constatations plus volatiles quand on compare les données et on a conclu que l'analyse des données est meilleure à l'échelle trimestrielle pour éliminer une part des fluctuations. Cependant, en se fondant sur les mouvements mensuels, il est intéressant de noter que certaines provinces ne déclarent aucune migration et cette situation a été mentionnée dans notre conclusion comme étant un facteur qualitatif de la fiabilité de l'information source.

Comme nous avons observé un décalage apparent dans les données, nous avons appliqué un décalage de trois mois (semblable à la période d'attente dans la plupart des provinces et des territoires) aux données sur les régimes de santé pour évaluer l'incidence sur les taux différentiels. L'annexe B contient deux fois le même tableau avec la seule différence qu'on a appliqué un décalage de trois mois aux données sur les régimes d'assurance-maladie dans l'un des tableaux (p. ex., les chiffres applicables à la période de juillet à septembre ont été déplacés à la période d'avril à juin) pour voir s'il y aurait une meilleure correspondance des deux sources de cette façon. L'annexe comprend aussi un compte qui indique s'il y a eu une amélioration de la valeur différentielle relative; en d'autres mots, y a-t-il plus de ratios qui s'approchent du 1. De la même façon, puisque les fichiers de santé donnent des chiffres de migration moins élevés, nous avons noté le nombre de fois que le différentiel était supérieur à 1. En fin de compte, on a comparé l'écart net avant et après le décalage.

Le Tableau 6 illustre l'écart entre les estimations de la PFCE et des régimes de santé, avec et sans décalage de données. Pour faciliter l'analyse, nous avons inclus l'écart moyen trimestriel.

Tableau 6
Écart en pourcentage entre les entrants trimestriels fondés sur les données des régimes d'assurance-maladie provinciaux et territoriaux et décalée de trois mois et les estimations provisoires (fondées sur la PFCE) de la Division de la démographie, avec les chiffres annuels (à compter du 1er juillet) – groupe d'âge de 0 à 17 ans

Il y a eu des améliorations continues après le décalage des données pour ce qui est de la concordance des statistiques migratoires pour les provinces de l'Î.-P.-É., de la Nouvelle-Écosse et de la Colombie-Britannique et une nette amélioration dans les ratios de Terre-Neuve-et-Labrador, de l'Ontario, du Manitoba, de la Saskatchewan, du Yukon et des Territoires du Nord-Ouest. On n'a remarqué aucune amélioration dans les chiffres du Nouveau-Brunswick ou du Nunavut.

Chose intéressante, malgré la meilleure concordance découlant du décalage des données des estimations trimestrielles de bon nombre de provinces, il n'y avait pas nécessairement d'amélioration dans la concordance des chiffres des entrants annuels. En fait, l'écart semblait être légèrement plus prononcé. Alors que la différence moyenne est dérivée de la somme absolue des divergences, la différence annuelle en pourcentage tient compte de l'orientation des différences à la hausse ou à la baisse.

Manifestement, l'un des avantages que présentent les données de la PFCE en comparaison des sources provinciales réside dans le fait que le programme fédéral est appliqué de façon uniforme dans toutes les provinces. Il ne s'agit pas ici de suggérer qu'il n'y a aucun décalage dans les données de la PFCE mais le programme est uniforme dans toutes les provinces et territoires. De plus, les dépenses des fonds publics ont un effet direct sur les données de la PFCE et le programme est administré consciencieusement tout au long de l'année, ce qui élimine pratiquement les effets saisonniers, sauf l'exception notable en juillet, alors que les nouvelles données sur le revenu entrent en vigueur pour l'admissibilité. Un décalage dans les données sur les régimes de santé indique qu'il y a des problèmes au niveau de l'actualité et de l'uniformité des données. En se fondant sur le volume des migrants, et sur l'endroit où il semble y avoir une incidence, en comparaison de la PFCE, il est évident que le décalage varie en terme de chiffres et en durée, non seulement entre les provinces et les territoires, mais aussi à divers moments durant l'année.

Ce qui justifie encore plus fortement ce changement (ou cette « agglomération ») dans les chiffres de migration dans les fichiers de santé, c'est probablement la nature du cycle administratif du traitement dans les divers bureaux provinciaux et territoriaux de la santé. Les dates des fichiers correspondent en fait aux dates de traitement¹¹. Cette date n'a aucun rapport avec la date réelle de résidence. Dans certains cas, quand il y a une accumulation administrative de demandes non traitées, l'agglomération ou la distorsion est encore plus grande pour ce qui est du moment où les nouveaux résidents ont été entrés dans la base de données sur la santé de la province ou du territoire puisque la date dans les dossiers correspondrait normalement à la date du traitement des données¹².

Nous avons choisi le Manitoba qui avait un volume semblable d'entrants à celui mesuré par la PFCE pour le groupe d'âge de 0 à 17 ans pour effectuer notre analyse sur l'exactitude. Nous avons fait parvenir les questions à notre personne-ressource au Manitoba pour déterminer la faisabilité du calcul des chiffres de migration nets puisque le Manitoba nous transmet à la fois les nouvelles inscriptions provenant d'autres provinces et les annulations (ce qui équivaut aux sortants). Le Manitoba est la seule province qui procède de cette façon. Il est cependant difficile d'obtenir un chiffre représentant la migration nette en raison des problèmes relatifs au décalage entre le moment des sorties et le moment de leur déclaration (qui diffèrent probablement) ainsi que, sans aucun doute, à cause de certaines données manquantes. Puisque leur ratio de tous les inscrits aux régimes de santé est près de 1,0, nous pouvons présumer que leur fichier est assez proche de la mesure du PFCE et que l'ensemble de la couverture est bonne.

L'annexe E présente une comparaison entre les valeurs de la migration nette du système des inscriptions au régime d'assurance-maladie du Manitoba et nos propres estimations fondées sur la PFCE

Malgré une amélioration du ratio global, il y a encore de nombreuses incohérences dans les données. Nous avons toujours un problème de fiabilité en raison des lacunes statistiques qui découlent de données mensuelles manquantes (voir l'annexe G) et de l'absence de données du Québec. En outre, il nous manque des données détaillées puisque nous recevons seulement l'information sur les entrants et ne recevons aucune information sur les sortants pour des groupes d'âge de cinq ans (dans la plupart des cas), bien que le Manitoba nous transmette de l'information sur les annulations, ce qui équivaut aux sortants de la province; cependant, il y a aussi des problèmes de temps (délais) et d'exhaustivité relatifs à ces données du Manitoba comme il a été mentionné précédemment. Nous avons tout récemment reçu des dpnnées de l'Alberta que nous présenterons dans un adenda.

 

⁶ . Selon des renseignements obtenus de la Division des services à la clientèle, Santé et Mieux-être Alberta. Voir l'annexe H et la formule Alberta Application for Health Care Insurance Plan Coverage, section B et question 2 pour la question sur le lieu de résidence du conjoint.

⁷ . Le Manitoba nous transmet ce qu'on appelle les annulations mensuelles. Elles sont semblables ou équivalentes aux données sur les sortants. Le Manitoba est la seule province à le faire. Mais il faut faire correspondre la période de référence de ces annulations avec la période de référence des entrants pour obtenir la migration nette. De plus, il ne fait aucun doute qu'il y a sous-estimation de cette population des sortants. Selon un courriel provenant de la Direction de la gestion de l'information sur la santé du Manitoba.

⁸ . Courriel provenant de l'assurance-maladie de la Colombie-Britannique.

⁹ . Selon notre enquête de 2007, seuls le Nouveau-Brunswick et l'Alberta couvrent tous les RNP et la plupart des provinces et territoires ne couvrent pas les personnes qui réclament les statuts de réfugiés à l'exception de deux provinces (la Nouvelle-Écosse et l'Ontario), mais uniquement en certaines circonstances (c.-à-d. qu'ils doivent avoir fait une demande de statut de résident permanent et avoir un permis de travail).

¹⁰ . Puisque nous ne disposons d'aucune donnée pour le Québec et l'Alberta au temps d'évaluation, ces deux provinces sont donc exclues de notre analyse et de nos chiffres nationaux.

¹¹ . Comme le confirme Health Registration & Vital Statistics Branch de Santé Saskatchewan, dans les données que nous recevons, le mois assigné à un nouveau résident est fondé davantage sur une date administrative ou de traitement. Cette situation est particulièrement remarquable quant il y a un arriéré à traiter.

¹² . Comme il a été mentionné précédemment en Colombie-Britannique.