MCBC Maladies chroniques et blessures au Canada Dans ce volume

MCBC Maladies chroniques et blessures au Canada Dans ce volume
MCBC
Maladies chroniques
et blessures au Canada
Volume 31 · supplément 1 · automne 2011
Dans ce volume
1
L’utilisation des services de santé dans les
régions rurales du Canada
R.W. Pong, M. DesMeules, D. Heng, C. Lagacé, J. R. Guernsey,
A. Kazanjian, D. Manuel, J. R. Pitblado, R. Bollman, I. Koren,
M.P. Dressler, F. Wang, W. Luo
32
Annexe 1 – Glossaire
33
Annexe 2 – Profils provinciaux par maladie :
tableaux détaillés
MCBC : Information à l’intention des auteurs
Maladies chroniques
et blessures au Canada
une publication de l’Agence de la santé
publique du Canada
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Agence de la santé publique du Canada
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Agence de la santé publique du Canada
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Université d’Ottawa
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Maladies chroniques et blessures au
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trimestrielle mettant au point les données
probantes actuelles sur la préven­tion et la lutte
contre les maladies chroniques (c.-à-d. non
transmissibles) et les traumatismes au Canada.
Selon une formule unique et depuis 1980, la
revue publie des articles soumis à l’exa­men
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© Sa Majesté la Reine du Chef du Canada, représentée par le ministre de la Santé, 2011
ISSN 1925-6531
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Table des matières
Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1
Contexte . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1
Cadre de l’analyse de l’utilisation des services de santé . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1
Éléments du cadre de recherche . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2
Objectifs de la présente étude . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3
Méthodes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3
Définition de « rural » . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3
Sources des données et méthodes d’analyse . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4
Notes statistiques générales . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7
Résultats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7
Services de soins de santé – accès et utilisation . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7
Ressources en santé et utilisation des services de santé à l’échelle provinciale . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15
Utilisation des services selon les maladies dans trois provinces . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20
Analyse et conclusion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 26
La « ruralité » n’est pas un concept monolithique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 26
Utilisation différenciée des services . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27
Système de santé et santé rurale . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27
Causes des variations régionales d’utilisation . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28
Rôle du « lieu » en santé . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28
Que faire maintenant? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28
Remerciements . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30
Références . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30
Annexe 1 Glossaire . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32
Annexe 2 Profils provinciaux par maladie : tableaux détaillés . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 33
I
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Liste des tableaux
Tableau 1. Population canadienne selon le degré de ruralité, 1996 et 2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4
Tableau 2.
Groupes de spécialités médicales utilisés dans l’analyse des demandes de paiement des médecins . . . . . . . . . . . . . . . 5
Tableau 3.
Diagnostics utilisés dans la comparaison des risques relatifs des visites chez le médecin et des hospitalisations,
pour populations urbaines et rurales . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 6
Tableau 4.
Nombre de médecins et ratios de médecins pour 10 000 habitants,
selon le type de médecin et le lieu de résidence, 2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10
Tableau 5.
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 12 ans et plus qui ont déclaré avoir consulté
un médecin au cours des 12 derniers mois, selon le lieu de résidence, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 12
Tableau 6.
Proportion (normalisée selon l’âge) des personnes de 15 ans et plus qui ont déclaré avoir consulté un dentiste,
une infirmière ou d’autres fournisseurs de soins de santé, selon le lieu de résidence et le sexe, Canada, 2000-2001 . . . . 12
Tableau 7.
Taux de congé d’hôpital (normalisés selon l’âge) pour 1 000 habitants, selon le lieu de résidence
et le sexe, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 12
Tableau 8.
Durée moyenne d’hospitalisation, en jours, selon le groupe d’âge, le sexe et le lieu de résidence,
Canada, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 13
Tableau 9.
Rapports de cotes corrigés établissant le lien entre le lieu de résidence et l’hospitalisation au cours
des 12 derniers mois, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14
Tableau 10.
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus qui ont donné leur opinion sur la qualité
des soins de santé reçus au cours des 12 derniers mois et leur niveau de satisfaction à leur égard, selon le lieu
de résidence et le sexe, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15
Tableau 11.
Population selon le degré de ruralité, Nouvelle-Écosse, Ontario et Colombie-Britannique, 2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . 16
Tableau 12. Sommaire des risques relatifs de consultation d’un médecin et d’hospitalisation pour certaines
catégories de maladies, selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle-Écosse, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 21
Tableau 13. Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour troubles mentaux,
traumatismes ou intoxications, selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle-Écosse, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . 22
Tableau 14. Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle-Écosse, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22
Tableau 15. Risques relatifs de consultation d’un médecin et d’hospitalisation pour certaines catégories de maladies,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23
Tableau 16. Risques relatifs de consultation d’un médecin (normalisée selon l’âge) pour traumatismes et intoxications,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24
Tableau 17. Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24
Tableau 18. Risques relatifs de consultation d’un médecin et d’hospitalisation pour certaines maladies,
selon le lieu de résidence et le sexe, Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
II
Liste des figures
Figure 1.
Adaptation du nouveau modèle comportemental à l’utilisation des services de santé par la population . . . . . . . . . . . . . 1
Figure 2.
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus qui ont eu besoin de soins de routine
ou de suivi, selon le lieu de résidence, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 8
Figure 3.
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus ayant eu besoin de soins immédiats
pour un problème de santé mineur au cours de l’année précédente, selon le lieu de résidence, 2000-2001 . . . . . . . . . . . 9
Figure 4.
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus ayant déclaré avoir attendu plusieurs mois
avant d’obtenir des soins spécialisés ou de subir une chirurgie non urgente, selon le lieu de résidence, 2000-2001 . . . . . 9
Figure 5.
Proportion (normalisée selon l’âge) des hommes de 12 ans et plus ayant déclaré avoir consulté un médecin
au cours des 12 derniers mois, selon le type de médecin et le lieu de résidence, Canada, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . 10
Figure 6.
Proportion (normalisée selon l’âge) des femmes de 12 ans et plus ayant déclaré avoir consulté un médecin
au cours des 12 derniers mois, selon le type de médecin et le lieu de résidence, Canada, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . 11
Figure 7.
Taux annuels moyens de consultation des médecins de famille (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle-Écosse, périodes de deux ans, 1997-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16
Figure 8.
Taux annuels moyens de consultation des médecins spécialistes (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle-Écosse, périodes de deux ans, 1997-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
Figure 9.
Taux annuels moyens de consultation des chirurgiens (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle-Écosse, périodes de deux ans, 1997-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
Figure 10. Taux annuels moyens de consultation des médecins de famille (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, périodes de deux ans, 1997-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18
Figure 11. Taux annuels moyens de consultation des médecins spécialistes (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, périodes de deux ans, 1997-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
Figure 12. Taux annuels moyens de consultation des chirurgiens (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, périodes de deux ans, 1997-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
III
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Liste des tableaux des annexes
Tableau A1.
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies de la circulation,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002, et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . . 33
Tableau A2.
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies de la circulation,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . 33
Tableau A3.
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour cancers (néoplasmes),
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002, et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . . 34
Tableau A4.
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour cancers (néoplasmes),
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . 34
Tableau A5.
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies du système respiratoire,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002, et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . . 35
Tableau A6.
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies du système respiratoire,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . 35
Tableau A7.
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies de l’appareil
locomoteur et du tissu conjonctif, selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002,
et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 36
Tableau A8.
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies de l’appareil locomoteur et du tissu
conjonctif, selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . 36
Tableau A9.
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour traumatisme ou intoxication,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37
Tableau A10. Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour traumatisme ou intoxication,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . 37
Tableau A11.
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002 et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . 37
Tableau A12. Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . 38
Tableau A13. Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies du système
nerveux ou des organes sensoriels, selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002
et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 38
Tableau A14. Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies du système nerveux
ou des organes sensoriels, selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle-Écosse et
Colombie-Britannique, 2001-2002 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 39
Tableau A15. Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour diabète,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002, et Colombie-Britannique, 2000-2001 . . . . 39
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
IV
L’utilisation des services de santé dans les régions rurales
du Canada
R.W. Pong, Ph. D. (1); M. DesMeules, M. Sc. (2); D. Heng, M. Sc. (1); C. Lagacé, M. Sc. (2) J. R. Guernsey, M. Sc., Ph. D. (3);
A. Kazanjian, D. Soc. (4); D. Manuel, M. D., M. Sc. (5); J. R. Pitblado, Ph. D. (1); R. Bollman, Ph. D. (6); I. Koren, M. Sc. (1);
M.P. Dressler, M. Sc. (2); F. Wang, M. Sc. (2); W. Luo, M. Sc. (2)
Introduction
Contexte
Les Canadiens ont à cœur la facilité d’accès
aux services de santé. Bien que de nombreuses études aient porté sur l’accessibilité
des soins de santé au Canada, très peu
d’entre elles l’ont examinée sous l’angle
des différences entre les régions urbaines
et rurales, particulièrement dans une
perspective à échelle nationale. Pourtant,
il existe des disparités entre les populations des régions urbaines et rurales, tout
comme il existe des différences entre les
services dans les régions éloignées et dans
les régions à faible densité de population.
Les collectivités rurales au Canada : comprendre la santé rurale et ses déterminants
est un programme de recherche de trois ans
financé par l’Initiative sur la santé de la
population canadienne (ISPC) de l’Institut
canadien d’information sur la santé (ICIS)
et par l’Agence de la santé publique du
Canada (l’ASPC). Y participent entre autres
des chercheurs de l’Agence de la santé
publique du Canada (ASPC) et du Centre
de recherche en santé dans les milieux
ruraux et du Nord de l’Université
Laurentienne et d’autres chercheurs. Le
premier document publié dans le cadre
de ce programme de recherche s’intitule
Comment se portent les Canadiens vivant
en milieu rural? Une évaluation de leur
état de santé et des déterminants de la
santé1. Le présent document constitue
la seconde publication de ce programme :
il s’agit d’une analyse descriptive et comparative de l’utilisation d’un grand nombre
de services de santé par les populations
rurales et urbaines.
Cadre de l’analyse de l’utilisation
des services de santé
L’endroit où nous vivons influe sur notre
santé, par l’intermédiaire des conditions environnementales, climatiques et
socioéconomiques, des activités professionnelles, de la composition ethnique,
de la culture et des spécificités de la
collec­tivité. Les caractéristiques des lieux
et des personnes qui y vivent sont liées
inextricablement et il faut les prendre en
compte, ainsi que le système de soins
de santé lui‑même, lors de toute analyse
portant sur la santé. Nous avons utilisé
un modèle théorique conçu par Andersen2
pour orienter la recherche et l’analyse à la
base de ce rapport. Ce « nouveau modèle
comportemental » établit les facteurs
prédisposants, les facteurs habilitants et
les besoins qui influencent d’une manière
Figure 1
Adaptation du nouveau modèle comportemental à l’utilisation des services de santé par la population
Environnement
Système de soins
de santé
Environnement
externe
Caractéristiques de la population
Facteurs
prédisposants
Facteurs
habilitants
Santé
Besoins
Patient/fournisseur de soins de santé
Choix personnels
en matière
de santé
Utilisation des
services de santé
Adapté avec la permission de R.M. Andersen2.
Rattachement des auteurs
1 Centre de recherche en santé dans les milieux ruraux et du nord, Université Laurentienne
2 Agence de la santé publique du Canada
3 Université Dalhousie
4 Université de la Colombie-Britannique
5 Institut de recherche en services de santé
6 Statistique Canada
Correspondance : Raymond Pong, Centre for Rural and Northern Health Research, Laurentian University, 935 Ramsey Lake Road, Sudbury (Ontario) Canada P3E 2C6;
tél. : 705-675-1151 poste 4357; téléc. : 705- 675-4855;
courriel : rpong@laurentienne.ca
1
Vol
1, 1,
automne
2011
– Maladies
chroniquesetetblessures
blessures au
au Canada
Canada
Vol31,
31,supplément
supplément
été 2011
– Maladies
chroniques
déterminante l’utilisation des services de
santé (figure 1)2. Parmi les facteurs prédisposants, il y a l’âge, le sexe et l’état civil;
les facteurs habilitants comprennent, entre
autres, les conditions externes qui facilitent ou freinent l’utilisation des services de
santé (comme la distance à parcourir pour
se rendre au cabinet du médecin); enfin,
les besoins, tant du point de vue du patient
que de celui du fournisseur de soins de
santé, correspondent à l’état pathologique
ou aux incapacités.
Le travail des chercheurs était de déterminer
lesquels parmi ces facteurs sont importants
dans une situation particulière et de quelle
façon ils interagissent pour faciliter ou
freiner l’utilisation des services de santé.
Éléments du cadre de recherche
Environnement
Le régime de soins de santé universel garantit à tous les Canadiens un accès aux
soins médicaux et hospitaliers essentiels.
Cependant, les collectivités éloignées ou
peu peuplées ont à leur disposition proportionnellement moins de fournisseurs
de services et, par consé­quent, moins de
services. Par exemple, en dépit du fait
que 21,1 % de la population canadienne
vivait dans des régions rurales en 2004,
seulement 9,4 % de tous les médecins
(16 % de médecins de famille et 2,4 %
de médecins spécialistes) exerçaient
dans ces régions3. Une étude des facteurs qui influencent l’aiguillage vers des
médecins spécialistes de l’Ontario a révélé
que le type de collectivité où exerce un
médecin – région rurale, petite ville, collectivité où n’exercent que des médecins de
premier recours, ou agglomération urbaine
possédant ou non des hôpitaux universitaires – est le prédicteur le plus précis des
taux d’aiguillage vers des médecins spécia­
listes, et que, des quatre types de collectivité, c’est dans les régions rurales que ce
taux est le plus faible4.
L’environnement externe est composé de
facteurs comme la situation économique,
la richesse relative, la politique et
les normes de la société. Par exemple, les
collectivités rurales sont aux prises avec un
certain nombre de difficultés sur les plans
économique et de l’emploi. Les changements technologiques et l’épuisement des
ressources peuvent limiter l’emploi dans
certaines régions rurales, et la centralisation des services peut ébranler la viabilité
économique et sociale de certaines autres.
Les données factuelles donnent à penser
que le chômage et l’incertitude économique
sont une source de maladies physiques, de
stress mental et de taux élevés de mortalité,
conditions qui pourraient donner lieu à un
besoin et à une utilisation plus intenses de
services de santé5. En plus d’être exposés
aux changements économiques, de nombreux services de santé dépendent de plus
en plus de technologies sophistiquées et
coûteuses que seuls les grands hôpitaux
des grandes collectivités peuvent se permettre, ce qui pourrait se traduire par un
manque de ressources et de services de
santé dans les régions rurales.
Facteurs prédisposants
La conjoncture sociodémographique
des collectivités rurales influe différemment de celle des collectivités urbaines
sur l’utilisation des services de santé. Par
exemple, de nombreuses collectivités rurales
ont un rapport de dépendance plus élevé,
car elles comptent une plus grande proportion d’enfants et de personnes âgées6; en
outre, les très jeunes enfants et les vieillards font plus souvent appel aux services
de santé que la population en âge de travailler*. Les caractéristiques d’une collectivité peuvent également avoir une grande
influence. Une étude a révélé que chez les
femmes, la perception de la qualité de la
vie dans la collectivité est étroitement liée
à la perception de leur état de santé et de
leur santé fonctionnelle; les hommes, quant
à eux, perçoivent leur environnement physique par rapport à leur état de santé et à
leur santé fonctionnelle7. Il s’avère que les
femmes des collectivités encourageant la
mammographie recourent en plus grand
nombre à ce mode de dépistage que celles
des collectivités qui sont plus réfractaires
à cette technique de prévention8.
Les convictions relatives à la santé sont
un déterminant important de l’utilisation
des services de santé. Par exemple, les
Australiens des régions rurales considè­
rent la santé d’un point de vue négatif,
c’est‑à‑dire comme une absence de maladie9
et par conséquent, ils pourraient attacher
une plus grande importance à la guérison
et à l’atténuation des symptômes ou de
l’inconfort plutôt qu’à la prévention des
maladies ou au maintien d’une bonne
santé10. Les valeurs traditionnelles en région
rurale comme l’autonomie, l’indépendance
et la préférence pour les réseaux de soutien
informels peuvent aussi mener à une baisse
de l’utilisation des services préventifs ou
d’autres services de santé à moins qu’un
problème grave de santé ne survienne.
Facteurs habilitants
Les problèmes de transport sont une des
principales préoccupations des résidents
des régions rurales lorsqu’il est question de
l’accès aux services de santé11. D’ailleurs,
les services de transport en commun ont
été réduits ou sont devenus plus coûteux
dans de nombreuses collectivités rurales
du Canada. Certains programmes provinciaux ont toutefois vu le jour pour faciliter
l’accès aux services de soins de santé.
En Ontario par exemple, un programme
d’extension des services médicaux et un
programme de consultations offertes par des
spécialistes itinérants ont été mis sur pied
dans le cadre du Programme des services
aux régions insuffisamment desservies.
Dans d’autres provinces et territoires,
les patients des régions rurales peuvent
obtenir de l’aide pour se déplacer en vue
d’obtenir des soins qui ne sont pas offerts
près de chez eux. Les effets sont quantifiables : par exemple, le taux de dépistage par
mammographie dans les régions rurales du
Manitoba a augmenté grâce à l’utilisation
d’unités de dépistage mobiles12,13.
Les résidents des régions rurales, pour protéger leur vie privée, peuvent également
hésiter à se faire soigner si la petite taille
de leur collectivité et les liens étroits entre
habitants risquent de compromettre leur
anonymat. La protection de la vie privée
* Dans notre étude, le rapport de dépendance plus élevé dans les régions rurales ne se manifestera peut-être pas par des taux plus élevés d’accès aux services de santé,
car nos résultats sont normalisés ou rectifiés selon l’âge. L’âge est pris en compte dans les modèles d’analyse multivariée seulement pour établir qu’il est associé à
l’utilisation des services.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
2
compte davantage pour les jeunes femmes
des régions rurales que pour celles des
régions urbaines dans la décision de consulter un médecin14.
Besoins
Les ressources consacrées aux soins
de santé pour les Canadiens souffrant
d’une maladie chronique couvrent 67 %
de l’ensemble des coûts directs (soins de
santé) et 60 % des coûts indirects (perte
de productivité et de revenus)15. En général,
les risques de mortalité attribuables aux
maladies chroniques comme les maladies
du système circulatoire et du système
respiratoire ainsi que le diabète sont plus
élevés dans les régions rurales que dans
les régions urbaines1. D’autres études ont
révélé qu’une proportion plus élevée de
la population rurale ou nordique consi­
dère avoir un état de santé mauvais ou
passable, des limitations d’activités et des
incapacités16-18. Toutes choses étant égales
par ailleurs, les personnes dont l’état de
santé est mauvais ou dont les besoins sont
plus grands consulteront le médecin ou
utiliseront d’autres services de santé plus
souvent.
Utilisation des services de santé
Peu de données nationales existent sur
l’utilisation des services de santé par les
Canadiens des régions rurales, malgré le
fait que les provinces aient analysé leurs
propres données sur les consultations
médicales et les admissions dans les hôpitaux. Par exemple, en 2000, les taux de
consultation du médecin, de recours aux
unités de soins ambulatoires et de consultation de spécialistes itinérants chez les
résidents des régions rurales et nordiques
du Manitoba étaient moindres que les taux
provinciaux moyens13. En Ontario, les
taux de congé d’hôpital pour soins de
courte durée des régions rurales étaient
de près de 50 % plus élevés que le
taux moyen provincial17. Au Québec, le taux
de congé s’est également avéré plus élevé
dans les régions rurales, en dépit du fait
que la durée de l’hospitalisation ait été plus
courte que dans les régions urbaines16. En
outre, les services d’urgence des hôpitaux
ruraux reçoivent un plus grand nombre
de patients qui ne nécessitent pas de soins
urgents (c’est-à-dire dont les interventions
peuvent être reportées) que ceux des hôpitaux en région urbaine19.
Objectifs de la présente étude
La présente étude, en s’appuyant sur
ce cadre de recherche, tente d’évaluer
les tendances nationales de l’utilisation
des services de santé par les Canadiens des
milieux ruraux et à les comparer à celles
des citadins. Elle utilise les résultats d’une
analyse descriptive et d’une analyse bidimensionnelle de mesures particulières de
l’utilisation des services de santé, ainsi
que des constatations découlant d’analyses
de régression multivariées portant sur des
facteurs connexes.
Nous avons établi les questions de recherche
suivantes :
• En quoi l’utilisation dans les régions
rurales des services médicaux et d’autres
services de santé, y compris les services
aux malades hospitalisés, diffère-t-elle de
celle des régions urbaines au Canada?
• En plus des différences dans l’utilisation
des services de santé entre les régions
urbaines et rurales, existe‑t‑il des dispa­
rités entre les régions rurales?
• L’utilisation des services de santé par
les Canadiens ruraux et urbains diffère‑
t-elle selon le type de maladie?
• Quels sont les profils géographiques
provinciaux de l’utilisation des
services hospitaliers ou médicaux
en Nouvelle‑Écosse, en Ontario et en
Colombie‑Britannique?
• Le lieu de résidence est‑il un déterminant
de l’utilisation des services de santé?
Méthodes
Définition de « rural »
Il n’existe au Canada aucune définition unique et officielle des collectivités
« rurales », et un certain nombre de définitions ont été adoptées pour diverses
raisons. Dans le cadre de notre projet de
recherche, nous avons utilisé la définition
3
de Statistique Canada20 de « régions rurales
et petites villes » (RRPV) dans l’analyse
des données secondaires. La catégorie des
RRPV désigne la population demeurant en
dehors des zones de navettage des grands
centres urbains, c’est‑à‑dire en dehors
des régions métropolitaines de recensement (RMR) et des agglomérations de
recensement (AR). Nous avons choisi
cette définition en grande partie à cause
de l’hétérogénéité des régions rurales,
ce qui nous a permis de les subdiviser en
quatre « zones d’influence métropolitaine »
(ZIM) selon leur degré de ruralité. Cette
définition tient également compte de la distance aux centres urbains, où nombre des
services de santé spécialisés sont localisés.
Prolongement du concept de RRPV, la
notion de ZIM a été élaborée par Statistique
Canada « pour mieux montrer les effets de
l’accessibilité métropolitaine sur les régions
non métropolitaines »20,21. Les taux de
navettage des ZIM sont calculés à l’aide des
données de recensement sur les lieux de
travail. Cette méthode reconnaît la possibi­lité
d’une « pluralité de centres d’attraction » :
on combine les taux de navettage entre une
collectivité de la catégorie RRPV et tout
grand centre urbain de 10 000 habitants ou
plus pour établir le degré d’influence (forte,
modérée, faible ou nulle) qu’exercent un
ou plusieurs de ces centres sur la municipalité en question22. Cette classification et
la méthodologie connexe ont été validées
par Statistique Canada à de nombreuses
reprises21.
Le classement par ZIM permet de distin­
guer les populations rurales qui ont un
accès plus restreint au marché du travail
des grands centres urbains de celles qui ont
un accès plus facile. La distance entre les
collectivités urbaines et rurales est un des
principaux déterminants de l’accessibilité.
Le taux de navettage de la population
active sert à déterminer l’accessibilité à des
services de santé et d’enseignement et à
des services financiers, gouvernementaux,
commerciaux, culturels et sportifs. Ce taux
représente l’influence relative qu’exercent
un ou plusieurs centres urbains sur une
région rurale. Bien que les collectivités
rurales comptent, par définition, moins de
10 000 habitants, le classement par ZIM
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau 1
Population canadienne selon le degré de ruralité, 1996 et 2001
Effectif et répartition en pourcentage
(en fonction du découpage de 2001)
Variation en
pourcentage parmi
les groupes de ZIM
entre 1996 et 2001
1996
%
2001
%
22 654 692
78,5
23 839 086
79,4
+5,2
6 192 069
21,5
6 168 008
20,6
−0,4
ZIM forte
1 470 493
5,1
1 524 579
5,1
+3,7
ZIM modérée
2 307 387
8,0
2 285 538
7,6
−0,9
ZIM faible
2 027 488
7,0
1 969 211
6,6
−2,9
Zone nulle
386 701
1,3
388 680
1,3
+0,5
Région urbaine
(RMR‑AR)
Ensemble
des RRPV
Total
28 846 761
30 007 094
+4,0
Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 1996 et 2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement;
ZIM, zone d’influence métropolitaine; RRPV, régions rurales et petites villes.
ne tient pas compte des différentes tailles
des populations des divers types de collectivité rurale.
Notre étude est fondée sur les catégories
géographiques suivantes et le tableau 1
illustre la répartition de la population canadienne selon ces catégories :
• Une région métropolitaine de recensement (RMR) est formée d’un noyau
urbain d’au moins 100 000 habitants
et de toutes les villes et municipa­
lités voisines dont 50 % ou plus de la
population active fait la navette pour
travailler dans ce noyau urbain.
• Une agglomération de recensement (AR)
est formée d’un noyau urbain de
10 000 à 99 999 habitants et de toutes
les villes et municipalités voisines dont
50 % ou plus de la population active
fait la navette pour travailler dans ce
noyau urbain.
• Une zone d’influence métropolitaine
(ZIM) forte est une région où de 30 %
à 50 % de la population active fait la
navette pour travailler dans une RMR.
• Une ZIM modérée est une région où
au moins 5 % mais moins de 30 % de
la population active fait la navette pour
travailler dans une RMR ou une AR.
• Une ZIM faible est une région où moins
de 5 % de la population active fait la
navette pour travailler dans une RMR
ou une AR.
• Une zone sans influence métropolitaine
(ou nulle) est une région où la population active est restreinte (moins de
40 personnes) ou bien une région dont
aucun résident ne fait la navette pour
travailler dans une RMR ou une AR.
Sources des données et
méthodes d’analyse
Nous nous sommes servis dans cette étude
des données de l’Enquête sur la santé
dans les collectivités canadiennes (ESCC),
de l’Enquête sur l’accès aux services de
santé (EASS), des demandes de paiement
des médecins et de la Base de données
sur la morbidité hospitalière (BDMH).
Ces sources ont permis d’établir plusieurs
indicateurs de l’utilisation des services de
santé. Pour chaque indicateur, la catégorie
urbaine (RMR‑AR) a servi de groupe de
référence auquel nous avons comparé les
diverses catégories rurales (ZIM).
Enquête sur la santé dans les collectivités
canadiennes et Enquête sur l’accès aux
services de santé
Les données de l’Enquête sur la santé dans
les collectivités canadiennes, 2000-2001
(Cycle 1.1), et de l’Enquête sur l’accès aux
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
4
services de santé ont été analysées en deux
étapes. Nous avons tout d’abord effectué
des analyses bidimensionnelles pour
examiner les différences entre l’utilisation
autodéclarée des services de santé dans
les collectivités urbaines et rurales. Les
taux pour plusieurs indicateurs ont été calculés en fonction du sexe dans les groupes
urbains (RMR‑AR) et ruraux (toutes les
catégories de ZIM) après normalisation
selon l’âge. Dans la présente analyse, cette
normalisation s’est faite en fonction de
la répartition de la population recensée en
2001. Les données ont été pondérées pour
tenir compte du plan de sondage complexe
et des non‑réponses. La méthode du bootstrap a été employée pour calculer des
intervalles de confiance (IC) de 95 %.
Nous avons ensuite effectué des analyses
de régression logistique multivariées pour
établir la relation entre le lieu de résidence
et l’absence de médecin de famille autodéclarée ainsi qu’entre le lieu de résidence
et l’hospitalisation. Le but de cette analyse était de vérifier, après avoir pris en
compte diverses variables déterminantes
de la santé, si le lieu de résidence influe de
façon indépendante sur certains résultats.
Nous avons fondé le choix de ces déterminants de la santé sur le cadre théorique
d’Anderson2, mais avons été freinés par
le peu d’information sur ces facteurs contenu dans les bases de données consultées.
Comme dans le cas de l’analyse bidimensionnelle, les données ont été pondérées
pour tenir compte du plan de sondage
complexe et des non‑réponses. Nous avons
employé la méthode du bootstrap pour calculer des intervalles de confiance de 95 %.
Les données de l’ESCC et de l’EASS pro­
viennent d’un échantillon de toutes les subdivisions de recensement (SDR) au Canada.
Les deux enquêtes ont été effectuées auprès
de personnes de 12 ans et plus (ESCC)
ou de 15 ans et plus (EASS), à l’exclusion
des personnes vivant dans les réserves
indiennes et sur les terres publiques, des
résidents d’établissements (p. ex. prisons),
des membres à plein temps des Forces
canadiennes et des résidents de certaines
régions éloignées. Par conséquent, puisqu’à
ces régions rurales ou éloignées correspond
dans ces enquêtes un nombre inférieur à la
réalité de membres de ces sous‑populations
(particulièrement dans le cas de certaines
zones sans influence métropolitaine où se
trouvent des réserves indiennes très faiblement peuplées), les résultats pourraient ne
pas être représentatifs : il faut éviter de tirer
des conclusions sur ces sous‑populations
à partir des résultats généraux de l’ESCC et
de l’EASS.
Demandes de paiement des médecins
L’analyse à l’échelle nationale s’est accompagnée d’une analyse au niveau provincial sur les tendances de l’utilisation des
services de santé dans les régions rurales.
Nous avons utilisé les données sur la factu­
ration des médecins de Nouvelle‑Écosse,
d’Ontario et de Colombie‑Britannique
pour examiner le recours à leurs services
au cours des trois périodes de deux ans
suivantes : 1997‑1998, 1999‑2000 et 2001‑2002.
Dans chacune des trois provinces, les personnes ont été classées selon la méthode
des ZIM dans une des cinq catégories géographiques (découpage selon le recensement de 1996 ou celui de 2001) et le lieu de
résidence a été défini comme la SDR dans
laquelle les personnes vivaient au début
de chaque période de deux ans examinée. Ainsi, si un résident d’une zone sans
influence métropolitaine a consulté un
médecin dans une ZIM faible, nous le
consi­
dérons dans nos analyses comme
faisant partie de la catégorie « ZIM nulle ».
serait attribuée à une personne pour
laquelle un même médecin ferait de multiples demandes de paiement le même jour
et pour le même code de diagnostic de la
CIM‑9*. Plusieurs consultations seraient
attribuées à une personne pour laquelle
plusieurs médecins feraient des demandes
de paiement le même jour. Les factures
pro forma ont également été incluses dans
l’analyse pour prendre en compte certains
médecins, surtout dans les régions nordiques ou éloignées, qui n’ont pas été
rémunérés à l’acte, mais selon d’autres
modes de paiement. Nous avons exclu les
résidents d’une province qui consultent
dans une autre province et les services
offerts aux patients de l’extérieur de la
province.
Nous avons calculé, pour les trois périodes
de deux ans, et pour chaque sexe, les indicateurs suivants :
• le taux de consultation auprès des
médecins, soit le nombre moyen de
consultations auprès de l’ensemble des
médecins pour 1 000 résidents de la
région;
Tableau 2
Groupes de spécialités médicales utilisés dans l’analyse des
demandes de paiement des médecins
Médecins de famille
Médecins spécialistes
Chirurgiens
Médecine générale,
médecine familiale
Rhumatologie
Chirurgie orthopédique
Médecine interne
Chirurgie cardiovasculaire
Cardiologie
Chirurgie générale
Immunologie clinique
Chirurgie thoracique générale
Dermatologie
Neurochirurgie
Gastroentérologie
Obstétrique
Génétique
Ophtalmologie
Gériatrie
Oto‑rhino‑laryngologie
Hématologie
Chirurgie plastique
Pathologie
Urologie
Nous avons calculé le taux de consultation médicale selon le lieu de consultation
(c’est‑à‑dire au cabinet, à la clinique
externe ou au service d’urgence) ainsi
le taux de consultation des médecins de
famille (MF), des médecins spécialistes et
des chirurgiens (tableau 2). La catégorie
des « médecins de famille » comprend les
omnipraticiens et les médecins de famille
affectés aux services d’urgence. Les services
aux hospitalisés, les soins à domicile, les
maisons de soins infirmiers et les services
de laboratoire – ainsi que les services associés aux soins hospitaliers – ne font pas
partie des calculs.
Une consultation médicale a été définie
comme une rencontre entre un médecin et
un patient par jour. Une seule consultation
Les données sur les demandes de paiement
des médecins sont d’ordre administratif et
se limitent donc aux services payés à l’acte
ou facturés pro forma. Puisque certains
services du médecin ne sont pas détaillés,
comme dans le cas des médecins rémunérés
selon d’autres modes de paiement, et que
les codes de gestion ne permettent pas
toujours de distinguer les divers types
de services offerts (comme les services de
santé mentale), les résultats peuvent ne
pas être représentatifs de la réalité.
Neurologie
Médecine nucléaire
Pédiatrie
Physiatrie
Psychiatrie
Radiodiagnostic
Radiothérapie
Maladies respiratoires
Anesthésie
Nota : Les chercheurs en médecine et les spécialistes de laboratoire ont été exclus des analyses.
Dans le cas des analyses portant sur la Colombie‑Britannique, les consultations auprès des pathologistes et des médecins
microbiologistes ont été exclues.
* Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès, 9e révision.
5
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
• le taux de consultation auprès des MF,
soit le nombre moyen de consultations
auprès des MF pour 1 000 résidents de
la région;
• le taux de consultation auprès des
spécialistes, soit le nombre moyen de
consultations auprès des spécialistes
et des chirurgiens pour 1 000 résidents de
la région;
• le taux de consultation auprès des
médecins selon le type de maladie,
soit le nombre moyen de consultations
auprès des médecins selon le code de
diagnostic de la CIM-9 pour 1 000 résidents de la région.
Tous les taux ont été normalisés selon l’âge
en prenant pour référence la structure par
âge de la population qui prévalait lors du
recensement de 1991. Les ratios des taux
ont été calculés à l’aide du taux norma­
lisé selon l’âge de la population dans la
RMR‑AR. Enfin, nous avons aussi examiné
des diagnostics particuliers en fonction de
leur pertinence à l’égard des populations
rurales et de leur incidence sur la santé de
cette population ainsi que selon la disponibilité des données (tableau 3).
Base de données sur la
morbidité hospitalière
La Base de données sur la morbidité hospitalière (BDMH), gérée par l’ICIS, contient
des données nationales sur les soins de
courte durée selon le diagnostic et l’acte
médical. Les données sont présentées selon
la région où réside le patient et non
selon celle où l’hôpital est situé. Elles
révèlent ainsi la fréquence à laquelle les
résidents d’une région donnée reçoivent des
soins médicaux plutôt que le volume des
services fournis par chaque hôpital. Les
données de la BDMH sont fondées sur
les congés accordés par l’hôpital (plutôt
que sur les admissions). Seules les personnes vivantes au moment de leur congé sont
incluses dans l’analyse : les « congés » des
morts-nés et des donneurs décédés sont
exclus de la base de données. En
sont exclues aussi les interventions d’un
jour (telles que les chirurgies d’un jour)
et les consultations au service d’urgence.
Pour la présente analyse, les données sur
les congés des nouveaux‑nés ont aussi
été exclues.
La BSMH contient les données des exercices de 1994‑1995 à 2000‑2001 classées
selon la CIM‑9 et la CCA*,†. En 2000‑2001,
les établissements du Yukon, de la
Nouvelle‑Écosse, de l’Île‑du‑Prince‑Édouard
Tableau 3
Diagnostics utilisés dans la comparaison des risques relatifs des visites chez le médecin et des hospitalisations,
pour populations urbaines et rurales
Chapitre de
la CIM 9
Type de maladie
Code de diagnostic
Diagnostic particulier
Code de diagnostic
II
Néoplasmes
140–239
Cancer du sein
174 (femme)
Cancer du poumon
162
V
Troubles mentaux
290–319
Dépression
296,2, 296,3, 300,4, 311
VI
Maladies du système nerveux et
des organes des sens
320–389
Maladie d’Alzheimer, troubles
de démence
331
VII
Maladies de l’appareil
circulatoire
390–459
Coronaropathies
410–414
Accident vasculaire cérébral
430–434
Asthme
493
Maladies pulmonaires obstructives chroniques
490–492, 496
Arthrose
715
Arthrite rhumatoïde
714
Diabète
250
VIII
Maladies de l’appareil
respiratoire
460–519
XIII
Maladies du système ostéoarticulaire, des muscles et du
tissu conjonctif
710–739
XVII
Traumatismes et intoxications
800–999
XVIII
Maladies endocriniennes, de la
nutrition et du métabolisme et
troubles immunitaires
240–279
Source : Organisation mondiale de la santé.
CIM-9 : Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès, 9e révision.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
6
et de Terre‑Neuve‑et‑Labrador, et certains
établissements de la Saskatchewan, sont
passés à la CIM‑10‑CA‡ et à la CCI§. Par
conséquent, à partir de 2001‑2002, la base
de données contient des données classées
selon les deux systèmes.
Nous avons extrait de la BDMH les données sur les congés des établissements
de la Nouvelle‑Écosse, de l’Ontario et de
la Colombie‑Britannique ainsi que
de l’ensemble du Canada, à l’exception du
Québec||. Les données ont fait l’objet d’une
analyse de cohorte et ont été extraites
suivant le code de diagnostic selon lequel
elles ont été communiquées (CIM‑9 ou
CIM‑10‑CA). L’incidence de l’utilisation de
systèmes de classification différents sur les
tendances rurales et urbaines nationales
demeure inconnue pour l’instant. La
CIM‑10‑CA se distingue de la CIM‑9 à
plusieurs égards, le premier système étant
plus détaillé que le second. Nous avons
appliqué le découpage géographique correspondant au recensement de 1996 aux
données de 2001‑2002 (du 1er avril 2001 au
31 mars 2002) que nous avons extraites.
Le lieu de résidence en milieu rural a été
établi selon les ZIM définies plus haut.
Les taux de congé et les données sur la
durée de l’hospitalisation sont fondés
sur le nombre de congés correspondant à
des soins de courte durée au Canada en
2001‑2002. Si une personne a été admise
plus d’une fois dans un établissement
de soins de courte durée et a obtenu son
congé, elle sera comptée plus d’une fois.
En outre, nous avons calculé les taux de
congé de divers types de maladies suivant
les codes de diagnostic de la CIM‑9. Les
sections où ces codes sont utilisés ont
été produites en fonction de critères
d’extraction de données portant sur
le « diagnostic principal ». Pour qu’un
diagnostic particulier réponde à ces critères, il
doit être consigné dans la base de données
sur les congés des patients comme étant la
raison principale pour laquelle le patient
a été hospitalisé. Tous les indicateurs ont
été normalisés selon le sexe et selon l’âge
en prenant pour référence la population au
moment du recensement de 1991. La signification statistique des taux de congé des
établissements de soins de courte durée
a été vérifiée au moyen de la méthode de
Byar et est fondée sur l’hypothèse d’une
distribution de Poisson23.
Notes statistiques générales
Tout au long du présent rapport, les estimations sont fournies avec des intervalles
de confiance (IC) à 95 %. Les statistiques
doivent être considérées comme significatives si les intervalles de confiance à 95 %
ne se chevauchent pas. Les taux décrits
comme étant « significativement différents »
sont différents au sens statistique avec un
intervalle de confiance à 95 %. Comme la
faible population de certaines ZIM faibles
et nulles limite parfois la quantité de
données pour calculer les taux, le degré
d’incertitude lié à ces taux est plus élevé
dans ces zones que dans les régions plus
peuplées (c’est‑à‑dire les RMR et les AR).
Par conséquent, les intervalles de confiance ont été calculés et les taux présentés
de façon à ce que le degré d’incertitude
soit clairement énoncé. Ces intervalles
de confiance ne décrivent pas l’incertitude
associée au biais potentiel, par exemple
l’incertitude dans l’identification exacte
des SDR.
Le premier découpage géographique
retenu dans l’analyse est celui du recensement de 1996, car c’est celui dont nous
disposions au début de la recherche. Les
différences de découpage entre les recensements présentes dans les diverses analyses
du rapport résultent du décalage entre
ces analyses. Par exemple, les demandes
d’accès aux données sur la facturation
des médecins de Colombie‑Britannique
et à celles de la BDMH ont été effectuées
au début du projet. Par ailleurs, une comparaison a permis d’établir qu’il était
beaucoup plus judicieux de cerner les
lieux géographiques de la Nouvelle‑Écosse
grâce aux frontières du recensement de
2001 (2 % des SDR n’avaient pas de code)
plutôt qu’à celles du recensement de 1996
(environ 18 % des SDR n’avaient pas de
code). Nous avons mis cela sur le compte
de la création de nouveaux codes postaux
au cours de la période suivant la définition
des limites géographiques du recensement
de 1996. Dans la mesure du possible,
les données extraites ultérieurement et les
analyses dont elles ont fait l’objet ont pris
en compte les frontières du recensement
de 2001.
Enfin, comme la présente publication
nomme diverses sources, il faut faire
preuve de circonspection dans la compa­
raison des données de ces sources, car
elles pourraient porter sur des concepts
différents même si elles relèvent d’un
même ensemble.
Résultats
Services de soins de santé – accès
et utilisation à l’échelle du Canada
Accès
Selon l’EASS 2000‑2001, c’est dans des
proportions similaires que les répondants des régions urbaines et rurales
(sauf des ZIM nulles) ont dit avoir un
médecin de famille (RMR‑AR : 87,3 %;
ZIM fortes, modérées, faibles : de 88,3 %
à 90,6 %; ZIM nulles : 76,1 %). Parmi
ceux qui n’ont pas de médecin de
famille, de 35 % à 61 % des résidents
des régions rurales, contre 13,2 % de
ceux des régions urbaines, ont dit ne pas
avoir de médecin de famille parce qu’il n’y
en avait aucun de disponible. À l’exception
* Classification canadienne des actes diagnostiques, thérapeutiques et chirurgicaux.
†
On peut obtenir les données antérieures à l’exercice 1994‑1995 auprès de la Division des statistiques sur la santé, Statistique Canada.
‡
International Classification of Diseases, 10th revision – Canadian Enhancement (améliorations canadiennes à la CIM‑10).
§
Classification canadienne des interventions en santé.
||
Au moment de l’analyse, les données sur les congés communiquées par le Québec n’incluaient que la région de tri d’acheminement (trois premiers caractères)
du code postal. Par conséquent, les correspondances avec les diverses catégories de ZIM n’ont pu être déterminées, car les six caractères du code postal sont
nécessaires pour le classement.
7
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Figure 2
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus qui ont eu besoin de soins de routine ou de suivi,
selon le lieu de résidence, 2000‑2001
100
87,3
89,6
90,6
88,3
*
76,1
80
*
Pourcentage
61,0
*
60
49,3
*
*
43,2
35,0
40
*
13,2
20
9,7
11,6
10,3
14,8
11,2
0
Personnes qui avaient un
médecin de famille
RMR-AR
Parmi ceux sans médecin de famille :
personnes qui ont dit ne pas avoir de médecin
de famille parce qu'il n'y en avait pas dans
la région ou parce que le leur a pris sa retraite
ZIM forte
ZIM modérée
Personnes qui ont éprouvé
des difficultés à obtenir des soins
de routine ou de suivi
ZIM faible
ZIM nulle
Source : Enquête sur l’accès aux services de santé 2000-2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR.
des ZIM nulles, où un nombre significativement plus élevé de résidents ont dit
avoir des difficultés à obtenir des soins
de routine (14,8 %), les régions urbaines
et rurales comptent des proportions similaires de répondants disant éprouver ces
difficultés (de 9,7 % à 11,6 %) (figure 2).
Une fois le sexe, l’âge, les maladies chroniques, les comportements liés à la santé
et les facteurs sociodémographiques et
économiques pris en compte, l’analyse
multivariée révèle que le lieu de résidence
a un effet indépendant (rapport de cotes
[RC] = 2,65, IC à 95 % = 1,51 à 4,64)
sur le fait de ne pas avoir de médecin de
famille seulement dans les ZIM nulles.
La proportion des répondants à l’EASS qui
ont dit avoir dû recourir à des soins immédiats pour un problème de santé mineur
au cours de l’année précédant l’enquête
était significativement plus élevée dans les
ZIM faibles que dans les régions urbaines
(RMR‑AR : 32,9 %; ZIM faibles : 39,6 %).
De plus, la proportion des répondants qui
ont déclaré avoir éprouvé des difficultés
à obtenir des soins immédiats parce
qu’ils n’étaient pas offerts dans la région,
qu’ils n’étaient pas offerts au moment où ils
étaient nécessaires ou à cause de problèmes
de transport était significativement plus
élevée dans les ZIM nulles (RMR‑AR :
8,8 %; ZIM nulles : 61,4 %) (figure 3).
Temps d’attente avant de consulter
un médecin spécialiste ou de subir une
chirurgie non urgente
En ce qui a trait au temps d’attente concernant les soins spécialisés, de 57,0 %
à 77,7 % des répondants à l’EASS ont
dit avoir attendu plusieurs mois avant
d’obtenir ce type de soins en 2000‑2001, et
les proportions ne varient pas significativement selon le lieu de résidence (figure 4).
La proportion de Canadiens qui ont trouvé
que les temps d’attente étaient inacceptables était significativement plus élevée
dans les ZIM fortes que dans les régions
urbaines (RMR‑AR : 31,3 %; ZIM fortes :
47,5 %). La proportion des résidents
des ZIM nulles qui ont trouvé les temps
d’attente inacceptables était aussi élevée
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
8
que celle des résidents des ZIM fortes,
mais elle n’était pas significative sur le
plan statistique.
Utilisation des ressources et des services
de santé
Dans l’ensemble, le ratio de médecins de
famille (MF) pour 10 000 habitants était
plus élevé dans les régions urbaines que
dans les régions rurales (10,1 contre 6,9),
quoique dans les ZIM faibles et les RRPV
des Territoires (les régions du Yukon, des
Territoires‑du‑Nord‑Ouest et du Nunavut
autres que les RMR‑AR, c’est‑à‑dire toutes
les régions des Territoires sauf Yellowknife
et Whitehorse), ce ratio ait été comparable voire supérieur à celui des régions
urbaines (respectivement 10,2 et 14,7 pour
10 000 habitants). L’écart entre les ratios de
spécialistes était beaucoup plus important :
11,0 pour 10 000 habitants dans les régions
urbaines contre 1,0 pour 10 000 habi­
tants dans l’ensemble des régions rurales
(tableau 4).
Figure 3
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus ayant eu besoin de soins immédiats pour un problème
de santé mineur au cours de l’année précédente, selon le lieu de résidence, 2000‑2001
80
*
61,4
Pourcentage
60
*
40
32,9
35,2
39,6
39,5
34,4
18,2
20
18,9
18,9
19,2
17,6
13,3
8,8
13,9
11,5
0
Personnes qui ont eu besoin
de soins immédiats
Personnes qui ont dit avoir éprouvé
des difficultés à obtenir des
soins immédiats pour eux ou pour
un membre de la famille
ZIM forte
RMR-AR
ZIM modérée
Personnes qui ont dit avoir éprouvé
des difficultés à obtenir des soins
immédiats, peu importe le momenta
ZIM faible
ZIM nulle
Source : Enquête sur l’accès aux services de santé 2000-2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
a
Raisons pour lesquelles les soins de santé n’ont pas été obtenus : soins non offerts dans la région; soins non offerts au moment ils étaient nécessaires; problèmes de transport.
Figure 4
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus ayant déclaré avoir attendu plusieurs mois avant
d’obtenir des soins spécialisés ou de subir une chirurgie non urgente, selon le lieu de résidence, 2000‑2001
100
77,7
76,2
Pourcentage
80
58,1
60
57,0
61,7
*
47,5
40
*
47,0
42,6
34,8
31,3
27,3
26,7
22,3
20,6
18,4
20
0
Personnes qui ont attendu
plusieurs mois avant de recevoir
des soins spécialisés
RMR-AR
ZIM forte
Personnes qui ont trouvé que
les temps d'attente étaient
inacceptables
ZIM modérée
Personnes qui étaient d'avis que
le temps d'attente a eu une
incidence sur leur santé ou sur
d'autres aspects de leur vie
ZIM faible
ZIM nulle
Source : Enquête sur l’accès aux services de santé 2000-2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
9
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau 4
Nombre de médecinsa et ratios de médecins pour 10 000 habitants, selon le type de médecin et le lieu de résidence, 2001
Région urbaine (RMR‑AR)
Médecins de famille
Médecins de famille
pour 10 000 habitants
Médecins spécialistes
et chirurgiens
Spécialistes pour
10 000 habitants
24 133
10,1
26 276
11,0
23 929 310
4 244
6,9
626
1,0
6 447 995
Ensemble des ZIM
et des RRPV
ZIM forte
Estimation de
l’effectif de la population
533
3,5
70
0,5
1 524 335
ZIM modérée
1 466
6,4
172
0,8
2 283 225
ZIM faible
2 008
10,2
337
1,7
1 961 235
ZIM nulle
156
4,6
31
0,9
579 090
81
14,7
16
2,9
100 110
28 377
9,5
26 902
8,9
30 377 305
b
RRPV des territoires
Total
Source : Base de données médicales Southam, Institut canadien d’information la santé, 2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine; RRPV, région rurale et petite ville.
a
Exclut les résidents et les médecins selon la méthodologie de non-publication (consulter les notes méthodologiques du rapport de 2003 de l’ICIS intitulé Nombre, répartition et migration
des médecins canadiens); comprend les médecins qui fournissent des services cliniques et non cliniques; comprend les omnipraticiens, accrédités ou non par le CMFC, les spécialistes
accrédités à l’étranger et les autres spécialistes non accrédités.
b
Régions du Yukon, des Territoires‑du‑Nord‑Ouest et du Nunavut autres que les RMR‑AR, c’est‑à‑dire toutes les régions des Territoires, sauf Yellowknife et Whitehorse.
Figure 5
Proportion (normalisée selon l’âge) des hommes de 12 ans et plus ayant déclaré avoir consulté un médecin
au cours des 12 derniers mois, selon le type de médecin et le lieu de résidence, Canada, 2000‑2001
100
83,3
78,8
Pourcentage
80
*
77,6
*
83,1
77,2
76,6
70,2
66,0
69,0
69,0
60
40
13,1
20
13,0
*
8,6
*
7,6
7,9
0
Hommes qui ont consulté
un médecin au cours des
12 derniers mois
RMR-AR
Hommes qui ont consulté
un médecin de famille au cours
des 12 derniers mois
ZIM forte
ZIM modérée
Hommes qui ont consulté
un spécialiste au cours des
12 derniers mois
ZIM faible
Source : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000‑2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
10
ZIM nulle
Les données de l’EASS 2000‑2001 révèlent
que plus de 75 % des répondants de sexe
masculin ont déclaré avoir consulté un
médecin au cours des 12 mois précédant
l’enquête. Il n’y avait pas de différence
signi­ficative sur le plan statistique en fonction du lieu de résidence des hommes
en ce qui concerne la consultation d’un
médecin de famille (de 66,0 % à 77,2 %),
en revanche les hommes des ZIM modérées
et faibles ont été moins nombreux (respectivement 8,6 % et 7,6 %) que ceux des
régions urbaines (13,1 %) à consulter un
spécialiste (figure 5).
que dans les régions urbaines (RMR‑AR :
15,1 %; ZIM faible : 8,4 %) (figure 6).
Il n’y avait pas de différence statistiquement significative liée au lieu de résidence
en ce qui concerne la proportion de femmes
ayant déclaré avoir consulté un médecin
de famille, à l’exception des ZIM faibles,
où cette proportion a été plus élevée
(RMR‑AR : 74,6 %; ZIM faible : 78,5 %).
La proportion de femmes ayant déclaré
avoir consulté un spécialiste a été significativement plus faible dans les ZIM faibles
Parmi les répondants de l’ESCC 2000‑2001
ayant déclaré avoir consulté un médecin
au cours des 12 mois précédant l’enquête,
la proportion d’hommes n’ayant pas consulté de médecin de famille était significativement plus élevée dans les régions
rurales. Les femmes affichent une ten­
dance similaire, sauf qu’il n’y avait pas de
différence significative sur le plan statistique entre celles des ZIM fortes et celles
Figure 6
Proportion (normalisée selon l’âge) des femmes de 12 ans et plus ayant déclaré avoir consulté un médecin au cours des 12 derniers mois,
selon le type de médecin et le lieu de résidence, Canada, 2000‑2001
100
89,7
89,1
87,7
*
86,9
*
81,8
74,6
Pourcentage
80
77,2
*
74,4
78,5
72,1
60
40
15,1
20
11,9
13,3
*
8,4
12,1
0
Femmes qui ont consulté
un médecin au cours des
12 derniers mois
RMR-AR
Femmes qui ont consulté un
médecin de famille au cours
des 12 derniers mois
ZIM forte
ZIM modérée
Femmes qui ont consulté
un spécialiste au cours des
12 derniers mois
ZIM faible
ZIM nulle
Source : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000‑2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR.
11
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
des régions urbaines. Des proportions
similaires d’hommes des régions rurales et
urbaines ont dit avoir consulté un médecin
de famille quatre fois ou plus. Toutes
catégories géographiques confondues, la
proportion de femmes ayant consulté un
médecin de famille quatre fois ou plus a
été supérieure à celle des hommes. Les
hommes des régions rurales ont été moins
nombreux que ceux des régions urbaines à
déclarer avoir consulté au moins une fois
un autre type de médecin, sauf dans le cas
des ZIM fortes. Les femmes de toutes les
régions rurales ont été moins nombreuses
à mentionner avoir consulté un autre type
de médecin (tableau 5).
Selon les résultats de l’ESCC 2000‑2001,
les résidents des ZIM modérées, faibles
et nulles étaient significativement plus
nombreux que ceux des régions urbaines
à déclarer avoir consulté une infirmière
(tableau 6). La proportion des répondants
ayant consulté un dentiste ou reçu des soins
de santé communautaire (c’est‑à‑dire des
services fournis en dehors de l’hôpital ou
du cabinet du médecin) dans les 12 mois
précédant l’enquête était beaucoup plus
faible dans les régions rurales que dans les
régions urbaines, sauf en ce qui concerne
Tableau 5
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 12 ans et plus qui ont déclaré avoir consulté un médecin
au cours des 12 derniers mois, selon le lieu de résidence, 2000‑2001
Consultations d’un médecin
RMR‑AR
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
Personnes qui ont déclaré n’avoir
consulté aucun médecin de famille
Hommes
26,5 (25,9–27,2)
31,6 (29,7–33,4)*
29,4 (27,9–30,8)*
29,2 (28,0–30,5)*
33,6 (29,8–37,5)*
ZIM nulle
Femmes
15,3 (14,8–15,8)
16,5 (15,0–17,9)
17,4 (16,2–18,6)*
17,3 (16,3–18,3)*
20,3 (17,2–23,4)*
Personnes qui ont déclaré avoir consulté
un médecin de famille 4 fois ou plus
Hommes
23,1 (22,5–23,7)
21,1 (19,6–22,6)
22,4 (21,2–23,6)
24,1 (23,0–25,2)
23,7 (20,8–26,6)
Femmes
34,4 (33,8–35,4)
33,2 (31,4–35,0)
34,9 (33,5–36,2)
37,2 (36,0–38,4)*
38,3 (34,9–41,6)
Personnes qui ont déclaré avoir consulté un
autre type de médecin au moins une fois
Hommes
24,0 (23,4–24,6)
23,5 (21,8–25,1)
20,2 (18,9–21,4)*
19,0 (17,9–20,0)*
16,1 (13,4–18,9)*
Femmes
34,5 (33,9–35,1)
31,7 (29,9–33,4)*
29,5 (28,2–30,9)*
27,1 (26,0–28,3)*
30,4 (27,0–33,8)*
Source : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000‑2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Tableau 6
Proportion (normalisée selon l’âge) des personnes de 15 ans et plus qui ont déclaré avoir consulté un dentiste,
une infirmière ou d’autres fournisseurs de soins de santé, selon le lieu de résidence et le sexe, Canada, 2000‑2001
RMR‑AR
ZIM forte
ZIM modérée
Personnes qui ont dit avoir consulté
une infirmière au moins une fois
Consultations d’un fournisseur de soins de santé
Hommes
7,8 (7,4–8,1)
7,7 (6,7–8,8)
9,1 (8,2–10,0)*
10,4 (9,5–11,3)*
ZIM faible
10,5 (8,4–12,6)*
ZIM nulle
Femmes
11,6 (11,2–12,0)
12,5 (11,3–13,8)
13,1 (12,2–14,1)*
14,1 (13,3–15,0)*
20,3 (17,3–23,4)*
Personnes qui ont dit avoir consulté
un dentiste au moins une fois
Hommes
59,8 (59,1–60,6)
54,1 (25,2–56,1)*
46,6 (45,1–48,2)*
48,6 (47,2–49,9)*
44,1 (40,3–47,8)*
Femmes
64,2 (63,6–64,8)
58,5 (56,7–60,3)*
53,6 (52,2–55,1)*
53,5 (52,3–54,7)*
45,4 (41,7–49,1)*
Personnes qui ont reçu des soins
de santé communau­taire au cours
des 12 derniers mois
Hommes
15,4 (14,2–16,7)
9,5 (7,1–12,0)*
11,1 (8,6–13,6)*
10,1 (8,1–12,0)*
10,7 (5,0–16,4)
Femmes
19,0 (17,9–20,1)
14,2 (11,6–16,7)*
12,5 (10,5–14,5)*
13,6 (11,7–15,4)*
15,6 (9,7–21,5)
Source : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000-2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Tableau 7
Taux de congé d’hôpital (normalisés selon l’âge) pour 1 000 habitantsa, selon le lieu de résidence et le sexe, 2001‑2002
Sexe
RMR‑AR
ZIM forte
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
67,8 (67,7–68,0)
72,0 (71,4–72,7)*
ZIM modérée
83,8 (83,2–84,4)*
107,2 (106,5–107,8)*
116,6 (115,0–118,3)*
Femmes
88,2 (88,0–88,4)
98,6 (97,7–99,4)*
111,1 (110,3–111,8)*
140,0 (139,2–140,7)*
161,3 (159,2–163,4)*
Source : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Les totaux pour l’ensemble du Canada excluent le Québec faute de codes géographiques suffisants dans les données de base.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
12
les soins de santé communautaire dans les
ZIM nulles (tableau 6).
En ce qui a trait aux soins hospitaliers,
les données de la BDMH pour 2001‑2002
révèlent des taux d’hospitalisation plus
élevés chez les résidents de toutes les
régions rurales que chez les résidents
des régions urbaines, et les différences
entre les régions urbaines et l’ensemble
des régions rurales étaient statistiquement
toutes significatives (tableau 7).
Les résultats de l’ESCC 2000‑2001 concordent avec ces constatations : une proportion
significativement plus élevée de résidents
des régions rurales ont dit avoir reçu des
soins hospitaliers dans les 12 mois
précédant l’enquête. En général, la proportion des personnes hospitalisées différait
peu d’une région à l’autre, mais un nombre
significativement plus élevé d’habitants
des régions rurales ont reçu des soins
en clinique externe dans les ZIM fortes
(femmes), les ZIM modérées (hommes),
les ZIM faibles (hommes et femmes) et les
ZIM nulles (femmes).
La durée de l’hospitalisation augmente
avec l’âge, mais elle diminue de façon
inversement proportionnelle au degré de
ruralité dans tous les groupes d’âge, sans
égard au sexe. Chez les hommes, les varia­
tions dans les durées d’hospitalisation
sont en lien avec l’âge : alors que la durée
moyenne de l’hospitalisation des hommes
de 20 à 44 ans était similaire dans les
régions urbaines et rurales, les hommes
de 45 à 64 ans des ZIM faibles et nulles
étaient hospitalisés significativement moins
longtemps que ceux du même groupe
d’âge des régions urbaines. De même, la
durée moyenne de l’hospitalisation des
hommes de 65 à 74 ans des régions rurales
était significativement plus courte que
celle des hommes du même groupe d’âge
des régions urbaines. La durée moyenne
de l’hospitalisation des hommes de 74 ans ou
plus était elle aussi plus courte chez les
résidents des ZIM que chez les hommes du
même groupe d’âge des régions urbaines
(tableau 8).
La durée moyenne de l’hospitalisation
des femmes des régions rurales était plus
courte que celle des femmes des régions
urbaines, et ce sont les femmes des ZIM
nulles qui ont dit avoir été hospitalisées le
moins longtemps. Une exception : aucune
différence n’a été observée entre les
Tableau 8
Durée moyenne d’hospitalisation, en jours, selon le groupe d’âge, le sexe et le lieu de résidence, Canadaa, 2001‑2002
Groupe d’âge
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
Tous les
groupes d’âge
Hommes
8,58 (7,97–9,18)
7,43 (6,91–7,95)*
6,85 (6,58–7,19)*
6,65 (6,33–6,96)*
6,29 (5,97–6,60)*
Femmes
8,28 (7,92–8,64)
6,87 (6,53–7,21)*
6,92 (6,63–7,20)*
6,27 (6,04–6,49)*
6,17 (5,83–6,50)*
Hommes
5,91 (5,63–6,20)
5,40 (4,84–5,96)
5,21 (4,70–5,72)
5,27 (4,46–6,09)
5,40 (4,79–6,00)
Femmes
5,33 (5,07–5,59)
4,58 (4,17–4,99)*
4,26 (4,04–4,48)*
4,30 (3,91–4,69)*
4,01 (3,71–4,31)*
Hommes
8,24 (7,69–8,79)
7,17 (6,08–8,26)
7,21 (6,51–7,91)
6,43 (6,09–6,76)*
6,15 (5,64–6,67)*
Femmes
7,81 (7,38–8,24)
6,76 (6,21–7,31)*
6,57 (6,18–6,96)*
6,02 (5,72–6,32)*
6,32 (5,81–6,83)*
Hommes
10,7 (9,85–11,6)
7,98 (7,39–8,58)*
8,66 (8,03–9,28)*
7,94 (7,39–8,49)*
7,55 (6,70–8,41)*
Femmes
10,9 (10,0–11,8)
8,23 (7,59–8,87)*
9,74 (8,24–11,2)
8,12 (7,29–8,95)*
8,15 (7,06–9,24)*
Hommes
14,5 (13,7–15,2)
12,6 (11,2–14,1)
10,46 (9,85–11,06)*
11,03 (10,1–12,0)*
9,93 (8,90–11,0)*
Femmes
16,3 (14,8–17,8)
12,0 (11,0–13,1)*
12,2 (11,4–13,0)*
10,9 (10,2–11,6)*
10,5 (9,27–11,7)*
20-44
45-64
65-74
75+
RMR‑AR
ZIM nulle
Source : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Les totaux pour l’ensemble du Canada excluent le Québec faute de codage géographique utilisable dans les données de base.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
13
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau 9
Rapports de cotes corrigés établissant le lien entre le lieu de résidence et l’hospitalisation au cours des 12 derniers mois, 2000‑2001
Rapport de cotes (intervalles de confiance à 95 %a)
Hommes
Lieu de résidence
Sexe
Femmes
RMR‑AR
1,0
1,0
1,0
ZIM forte
1,06 (0,90–1,25)
1,11 (0,96–1,28)
1,09 (0,98–1,22)
ZIM modérée
1,10 (0,96–1,25)
1,10 (0,98–1,22)
1,10 (1,01–1,20)*
ZIM faible
1,18 (1,04–1,33)*
1,16 (1,06–1,28)*
1,18 (1,09–1,27)*
ZIM nulle
1,35 (1,05–1,73)*
1,16 (0,93–1,45)
1,27 (1,08–1,49)*
Homme
1,0
Femme
Âge
Race
b
Revenu
Niveau de scolarité
Ensemble
–
–
1,46 (1,37–1,55)*
< 45 ans
1,0
1,0
1,0
≥ 45 ans
1,36 (1,22–1,52)*
0,56 (0,52–0,61)*
0,78 (0,73–0,84)*
De race blanche
1,0
1,0
1,0
Pas de race blanche
0,61 (0,48–0,77)*
0,76 (0,65–0,90)*
0,70 (0,61–0,81)*
Élevé
1,0
1,0
1,0
Moyen à élevé
–
1,21 (1,07–1,36)*
1,15 (1,05–1,26)*
Faible à moyen
1,21 (1,07–1,37)*
1,35 (1,19–1,52)*
1,31 (1,18–1,44)*
Faible
1,51 (1,29–1,77)*
1,52 (1,33–1,73)*
1,49 (1,34–1,66)*
Diplôme d’études
postsecondaires
1,0
1,0
1,0
Diplôme d’études
secondaires/études
postsecondaires partielles
1,21 (1,04–1,33)*
0,87 (0,80–0,94)*
–
–
1,13 (1,05–1,22)*
Études secondaires partielles
1,42 (1,25–1,60)*
Auto-évaluation
de la santé
Bonne ou excellente
1,0
1,0
1,0
Mauvaise ou passable
2,66 (2,35–3,00)*
2,75 (2,51–3,02)*
2,76 (2,56–2,98)*
Maladie chronique
Non
1,0
1,0
1,0
Oui
2,46 (2,22–2,74)*
1,78 (1,63–1,95)*
2,00 (1,87–2,14)*
1,0
1,0
0,90 (0,83–0,98)*
0,90 (0,84–0,96)*
Usage du tabac
Non
Oui
–
Source : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000‑2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine; –, données excluses pendant la modélisation.
a
Nous avons déterminé les intervalles de confiance avec 500 coefficients de pondération de bootstrap pour tenir compte du plan de sondage complexe.
Les classes de revenus ont été établies en fonction du revenu total des ménages et du nombre de personnes par ménage.
* Statistiquement significatif à p < 0,05.
b
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
14
Tableau 10
Proportion (normalisée selon l’âge) de Canadiens de 15 ans et plus qui ont donné leur opinion sur la qualité des soins de santé reçus
au cours des 12 derniers mois et leur niveau de satisfaction à leur égard, selon le lieu de résidence et le sexe, 2000‑2001
Sexe
RMR‑AR
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
16,3 (15,1–17,6)
16,1 (13,1–19,1)
14,1 (11,4–16,8)
14,5 (12,4–16,6)
24,2 (15,8–32,6)
Femmes
15,4 (14,4–16,5)
12,3 (10,0–14,5)
13,2 (11,1–15,3)
14,3 (12,6–16,1)
17,2 (11,5–22,9)
Hommes
13,2 (12,0–14,4)
13,5 (10,5–16,4)
12,1 (9,6–14,6)
13,2 (10,7–15,6)
8,9 (3,4–14,3)
Femmes
12,3 (11,3–13,3)
10,3 (8,1–12,4)
12,3 (10,1–14,6)
11,4 (9,7–13,1)
10,0 (5,2–14,8)
Hommes
11,6 (10,4–12,9)
11,6 (8,4–14,8)
9,0 (6,6–11,4)
9,2 (7,1–11,3)
13,6 (5,4–21,8)
Femmes
9,8 (8,9–10,7)
8,6 (6,5–10,7)
8,1 (6,3–9,9)
8,7 (7,2–10,2)
12,6 (7,1–18,1)
Hommes
7,9 (6,9–8,9)
8,7 (6,0–11,4)
6,3 (4,5–8,1)
5,6 (3,9–7,4)
10,3 (2,8–17,8)
Femmes
7,4 (6,6–8,1)
6,6 (4,6–8,7)
6,5 (4,5–8,4)
6,8 (5,3–8,3)
7,0 (3,1–11,0)
Hommes
24,6 (20,8–28,4)
21,1 (9,7–32,6)
13,9 (5,1–22,7)
10,7 (5,8–15,5)*
23,7 (13,5–33,8)
Femmes
20,6 (17,9–23,3)
16,3 (8,0–24,7)
14,7 (7,7–21,7)
12,9 (8,0–17,9)
14,0 (3,8–24,2)
Hommes
15,2 (11,7–18,7)
15,6 (6,0–25,2)
8,5 (1,0–16,0)
8,3 (3,3–13,3)
5,9 (0,1–12,0)
Femmes
12,8 (10,5–15,0)
9,3 (3,6–15,0)
12,9 (6,1–19,8)
6,9 (3,5–10,2)*
12,5 (4,0–21,0)
Services de soins de santé en général
Personnes selon lesquelles la
qualité des soins de santé était
faible ou passable
Personnes se disant « ni satisfaites ni insatisfaites » ou « plutôt
insatisfaites » des soins de santé
Soins reçus des médecins
Personnes selon lesquelles la
qualité des soins de santé reçus
des médecins était faible ou passable
Personnes se disant « ni satisfaites
ni insatisfaites » ou « plutôt
insatisfaites » des soins reçus
des médecins
Soins de santé communautaire
Personnes selon lesquelles
la qualité des soins de santé
communautaire était faible
ou passable au cours des
12 derniers mois
Personnes se disant « ni satisfaites ni insatisfaites » ou « plutôt
insatisfaites » des soins de
santé communautaire
Source : Enquête sur l’accès aux services de santé 2000-2001, Statistique Canada.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
femmes de 65 à 74 ans des ZIM modérées
et celles des régions urbaines (tableau 8).
L’analyse de régression multivariée des
données de l’ESCC 2000‑2001 a révélé que
le lieu de résidence a un effet indépendant
sur l’hospitalisation ayant eu lieu au
cours des 12 moins précédant l’enquête
pour les répondants de toutes les régions
rurales, sauf les ZIM fortes. Le risque
d’hospitalisation est de 10 % à 27 % plus
élevé pour les résidents des régions rurales.
Les autres facteurs de risque indépendants
sont le fait d’être une femme, de ne pas
avoir un revenu élevé, de ne pas être titulaire d’un diplôme d’études secondaires,
d’être en mauvaise santé et de souffrir
d’une maladie chronique. Les personnes
de 45 ans ou plus, celles qui ne sont pas
de race blanche et les fumeurs étaient tous
moins à risque d’être admis à l’hôpital. La
valeur du risque de certains facteurs est
différente lorsque l’analyse est effectuée
par sexe (tableau 9).
Satisfaction à l’égard des services de santé
Les répondants à l’ESCC 2000‑2001 ont
pu s’exprimer sur la qualité des soins et
leur satisfaction à l’égard de trois types de
services : les soins de santé en général, les
soins fournis par les médecins et les soins
de santé communautaire. Il n’y avait pas de
différence significative sur le plan statistique entre les populations des régions
urbaines et rurales quant à la perception de
la qualité des soins de santé et la satisfaction à leur égard ou quant à la perception
de la qualité des soins reçus des médecins
et la satisfaction à l’égard de ces soins. Sur
la question de la qualité des services de
santé communautaire, les hommes des ZIM
faibles ont été proportionnellement moins
nombreux que les hommes des régions
urbaines à trouver que la qualité des soins
15
était mauvaise ou passable (RMR‑AR :
24,6 %; ZIM faibles : 10,7 %). Sur la même
question, il n’y avait pas de différence
significative sur le plan statistique entre les
femmes des régions urbaines et celles des
régions rurales, mais les femmes des ZIM
faibles étaient, en proportion, significative­
ment moins nombreuses que les femmes des
régions urbaines à se dire insatisfaites
des services de santé communautaire
(RMR‑AR : 12,8 %; ZIM faibles : 6,9 %)
(tableau 10).
Ressources en santé et utilisation des
services de santé à l’échelle provinciale
Les constatations de la section précédente
sont fondées en grande partie sur des données autodéclarées portant sur l’ensemble
du Canada. Dans la présente section, nous
avons utilisé des données administratives
(par exemple les données sur la facturation
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau 11
Population selon le degré de ruralité, Nouvelle‑Écosse, Ontario et Colombie‑Britannique, 2001
Population et répartition en pourcentage (selon le découpage de 2001)
Nouvelle‑Écosse
Ontario
Effectif
Colombie‑Britannique
%
Effectif
%
Effectif
%
Région urbaine (RMR‑AR)
574 696
63,3
9 925 949
87,0
3 369 035
86,2
Ensemble des RRPV
333 311
36,7
1 484 097
13,0
538 703
13,8
22 209
2,4
695 979
6,1
71 044
1,8
ZIM forte
ZIM modérée
98 571
10,9
489 378
4,3
188 811
4,8
ZIM faible
207 881
22,9
270 527
2,4
236 892
6,1
ZIM nulle
4 650
0,5
28 213
0,2
41 956
1,1
Population totale
908 007
11 410 046
3 907 738
Superficie totale
55 284 km2
1 076 395 km2
944 735 km2
Sources : Statistique Canada, recensement de la population, 2001; Ressources Naturelles Canada, Centre canadien de télédétection, Division GéoAccès, 2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
Figure 7
Taux annuels moyens de consultation des médecins de famille (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle‑Écosse, périodes de deux ans, 1997‑2002
Hommes
Femmes
6000
4000
6000
*
* *
* *
* *
* *
0
0
RMR-AR
2001-2002
ZIM forte
1997-1998
ZIM modérée
ZIM faible
Source : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse (Medical Services Insurance Plan), 1997‑2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
*
*
*
*
*
*
*
2000
1999-2000
* *
4000
2000
1997-1998
* *
16
1999-2000
2001-2002
ZIM nulle
*
Figure 8
Taux annuels moyens de consultation des médecins spécialistes (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle‑Écosse, périodes de deux ans, 1997‑2002
Hommes
Femmes
1000
1000
750
750
500
* *
*
*
*
* * *
*
*
500
* *
250
250
0
0
1997-1998
1999-2000
2001-2002
*
*
*
ZIM modérée
*
*
*
*
1997-1998
ZIM forte
RMR-AR
*
*
*
1999-2000
ZIM faible
*
*
2001-2002
ZIM nulle
Source : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse (Medical Services Insurance Plan), 1997‑2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Figure 9
Taux annuels moyens de consultation des chirurgiens (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle‑Écosse, périodes de deux ans, 1997‑2002
Hommes
Femmes
1200
1200
1000
1000
*
800
600
* *
*
* *
*
* *
800
*
400
200
200
0
0
RMR-AR
1999-2000
2001-2002
ZIM forte
*
*
*
*
*
*
600
*
400
1997-1998
*
*
*
*
1997-1998
ZIM modérée
ZIM faible
1999-2000
2001-2002
ZIM nulle
Source : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse (Medical Services Insurance Plan), 1997‑2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
17
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
ajoutés aux MF de Nouvelle‑Écosse et
le ratio de MF à la population a diminué
à la fois dans les régions rurales et les
régions urbaines. En 2001, il y avait
11,6 médecins de famille pour 10 000 habitants dans les RMR‑AR, ce taux étant
plus élevé que celui de quelque région
rurale que ce soit (7,1 pour 10 000 habitants pour l’ensemble des régions rurales).
De 1997 à 2002, les résidents des ZIM
fortes ont été significativement plus nombreux que ceux des régions urbaines à
consulter un MF. Nous avons également
observé des taux significativement plus
élevés de consultation de MF chez les
hommes et les femmes des autres catégories de région rurale. Ce n’est qu’au cours
de la période 2001‑2002 que les résidents
des régions rurales ont été moins nombreux à consulter un MF, et cette observation ne s’applique qu’aux résidents des
ZIM nulles (figure 7).
des médecins) de trois provinces pour
décrire l’utilisation des services de santé
dans les régions rurales.
Les taux de consultation médicale et
d’admission obtenus à partir des données
sur la facturation des médecins et sur les
congés d’hôpital ont été analysés pour
la Nouvelle‑Écosse, l’Ontario et la Colombie‑
Britannique. Ces trois provinces ont été
sélectionnées en fonction de la faisabilité
(c’est-à-dire la disponibilité des données
requises et des chercheurs ayant une
expertise en santé rurale) et afin d’offrir
la meilleure représentation géographique
possible du pays. En Ontario et en
Colombie‑Britannique, la grande majorité
de la population vit en région urbaine
(respectivement 87 % et 86,2 %); en
revanche, en Nouvelle‑Écosse, 63,3 % de la
population vit en région urbaine et 23,4 % –
près du quart – dans des ZIM faibles ou
nulles (contre 2,6 % en Ontario et 7,2 %
en Colombie‑Britannique) (tableau 11).
Le nombre de spécialistes en Nouvelle‑
Écosse a augmenté de 139 entre 1991 et
2001 selon les données de l’ICIS. Le ratio
de spécialistes dans les régions urbaines
était de 13,6 pour 10 000 habitants en
Nouvelle‑Écosse
Selon les données de l’ICIS, entre 1991
et 2001, seuls huit nouveaux MF se sont
2001, contre 2,6 pour 10 000 habitants
dans l’ensemble des régions rurales. Les
taux annuels de consultation des spécia­
listes au cours de la période de 1997‑2002
étaient significativement inférieurs chez
les hommes et les femmes de toutes les
régions rurales et diminuaient de façon
inversement proportionnelle au degré de
ruralité, sauf dans le cas des hommes des
ZIM nulles (figure 8). En revanche, nous
avons observé des taux de consultation
des chirurgiens plus faibles dans toutes les
régions rurales, sauf chez les hommes des
ZIM nulles en 1999‑2000 et 2001‑2002 et
les femmes des ZIM nulles et modérées
de 1997 à 2002 (figure 9).
Les taux de congé d’hôpital des NéoÉcossais, toutes causes confondues,
étaient plus élevés dans toutes les régions
rurales que dans les régions urbaines en
2001‑2002 et augmentaient proportionnellement au degré de ruralité (RMR‑AR :
89,5 pour 1 000 hommes et 72,8 pour
1 000 femmes; ZIM modérées : 108,4 pour
1 000 hommes et 87,3 pour 1 000 femmes;
ZIM nulles : 232,3 pour 1 000 hommes et
171,8 pour 1 000 femmes). La durée des
Figure 10
Taux annuels moyens de consultation des médecins de famille (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, périodes de deux ans, 1997‑2002
Hommes
Femmes
5000
5000
4000
3000
4000
*
*
*
* *
* *
*
* * *
2000
1000
1000
0
0
RMR-AR
1999-2000
2001-2002
ZIM forte
*
1997-1998
ZIM modérée
ZIM faible
Source : Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 1997‑2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
*
*
*
*
* *
* *
3000
2000
1997-1998
*
* *
18
1999-2000
2001-2002
ZIM nulle
Figure 11
Taux annuels moyens de consultation des médecins spécialistes (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, périodes de deux ans, 1997‑2002
Hommes
Femmes
1000
1000
750
750
500
*
*
*
* *
*
* *
*
* *
500
*
*
*
* *
250
*
*
*
*
* *
* *
250
0
0
1997-1998
RMR-AR
1999-2000
2001-2002
1997-1998
ZIM forte
ZIM modérée
1999-2000
2001-2002
ZIM faible
ZIM nulle
Source : Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 1997‑2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
Figure 12
Taux annuels moyens de consultation des chirurgiens (normalisée selon l’âge) pour 1 000 habitants,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, périodes de deux ans, 1997‑2002
Hommes
Femmes
1000
1000
750
750
500
* *
* *
* * * *
* *
*
*
250
0
0
RMR-AR
1999-2000
2001-2002
ZIM forte
*
*
* *
*
*
*
*
*
*
500
250
1997-1998
* *
1997-1998
ZIM modérée
ZIM faible
1999-2000
2001-2002
ZIM nulle
Source : Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 1997‑2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR‑AR.
19
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
hospitalisations au cours de cette période
était plus courte de manière significative chez les hommes des régions rurales
que chez ceux des régions urbaines (9,01
jours dans les RMR‑AR contre 6,39 jours
dans les ZIM nulles); quant aux femmes,
la seule différence liée au lieu de résidence
était que les femmes des ZIM nulles ont
passé signi­ficativement moins de temps à
l’hôpital que celles des régions urbaines
(6,92 jours contre 9,43 jours).
Ontario
Selon les données de l’ICIS, le nombre de
MF en Ontario a diminué de 370 entre 1991
et 2001 et ce recul s’est principalement
fait sentir dans les régions urbaines, où le
nombre de MF pour 10 000 habitants est
passé de 11,0 en 1991 à 9,4 en 1995 et à
9,0 en 2001. Les ratios correspondants de
MF pour 10 000 habitants dans l’ensemble
des ZIM étaient de 5,9 en 1991, 5,5 en 1996
et 6,3 en 2001. Dans les ZIM nulles, ce ratio
est passé de 2,1 à 5,5 pour 10 000 habitants
de 1991 à 2001.
Les taux annuels de consultation des
MF pour 1 000 habitants entre 1997 et
2002 étaient similaires pour les hommes
entre les diverses régions rurales, mais
inférieurs de façon significative à ceux des
régions urbaines. En 2001‑2002, les taux
de consultation des MF, sans égard au
sexe, étaient significativement plus faibles
dans les régions rurales. Cependant, ces
taux augmentaient proportionnellement
au degré de ruralité chez les femmes des
diverses régions rurales, sauf chez celles
des ZIM nulles en 2001‑2002. Sans égard
au sexe, les taux de consultation des MF
étaient plus faibles de manière significative
dans les ZIM fortes que dans les régions
urbaines durant toute la période de 1997 à
2002 (figure 10).
Entre 1991 et 2001, le nombre de spécia­
listes en Ontario a augmenté de 1 440 selon
les données de l’ICIS. Les ratios de spécialistes sont demeurés stables au fil des
ans dans les régions urbaines (10,6 pour
10 000 habitants en 1991, 10,2 en 1996 et
10,6 en 2001) et dans la plupart des régions
rurales (ensemble des régions rurales :
0,7 pour 10 000 habitants en 1991, 0,7 en
1996 et 0,9 en 2001). Sans égard au sexe,
les taux de consultation des spécialistes
en Ontario ont été significativement plus
élevés – parfois deux fois plus élevés –
dans les régions urbaines que dans les
régions rurales entre 1997 et 2002 et ont
généralement diminué de façon inversement proportionnelle au degré de ruralité
(figure 11). Bien que les taux de consultation des chirurgiens aient suivi cette
tendance, ils ont été plus élevés dans les
ZIM nulles que dans toute autre caté­
gorie de ZIM, tant chez les femmes durant
toute la période de 1997 à 2002 que chez
les hommes au cours de la période de
2001‑2002 (figure 12).
Selon la BDMH, les taux de congé d’hôpital
des Ontariens, toutes causes confondues,
étaient plus élevés chez les femmes que
chez les hommes en 2001‑2002. Ces taux
étaient plus élevés chez les Ontariens de
toutes les régions rurales et augmentaient
proportionnellement au degré de ruralité
(66,4 pour 1 000 hommes des RMR‑AR
contre 128,6 pour 1 000 hommes des ZIM
nulles; 86,1 pour 1 000 femmes des
RMR‑AR contre 178,8 pour 1 000 femmes
des ZIM nulles). En général, il n’y avait
pas de différence significative sur le plan
de la durée moyenne de l’hospitalisation
entre les hommes des régions rurales et
urbaines de l’Ontario en 2001‑2002. Par
ailleurs, la durée moyenne de l’hospitali­
sation des femmes des ZIM fortes et faibles
a été inférieure à celle des femmes des
régions urbaines (RMR‑AR : 7,06 jours;
ZIM fortes : 5,87 jours; ZIM modérée :
6,00 jours).
Colombie-Britannique
Selon les données de l’ICIS, le nombre de
MF en Colombie-Britannique a augmenté
de 608 entre 1991 et 2001. Dans les régions
urbaines, le nombre de MF pour 10 000
habitants a quelque peu diminué (de 11,6
en 1991 à 11,0 en 1996 et à 11,2 en 2001),
mais était plus élevé que celui de toutes
les régions rurales, sauf dans le cas des
ZIM faibles (12,6 pour 10 000 habitants en
2001). Durant cette période, le nombre de
* Pour des résultats plus détaillés, voir les tableaux en annexe 2.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
20
spécialistes a également augmenté (de 590)
et leur nombre pour 10 000 habitants était
aussi plus élevé dans les régions urbaines
que dans les régions rurales (9,6 dans les
régions urbaines contre 1,6 dans l’ensemble
des régions rurales) en 2001.
Sauf dans le cas des ZIM fortes, où les taux
étaient significativement inférieurs à ceux
des régions urbaines, les taux de congés de
l’hôpital étaient plus élevés chez les résidents ruraux que chez les résidents urbains
(RMR-AR : 65,4 pour 1 000 hommes et
84,6 pour 1 000 femmes; ZIM modérées :
70,3 pour 1 000 hommes et 92,2 pour
1 000 femmes; ZIM nulles : 105,6 pour 1 000
hommes et 151,2 pour 1 000 femmes). La
durée de l’hospitalisation des hommes des
ZIM modérées, faibles et nulles était significativement inférieure à celle des hommes
des régions urbaines (RMR-AR : 8,04 jours;
ZIM modérées : 6,58 jours; ZIM faibles :
6,48 jours; ZIM nulles : 5,79 jours). Chez
les femmes, la seule différence significative
sur le plan de la durée de l’hospitalisation
en fonction du lieu de résidence est que les
femmes des ZIM faibles étaient hospita­
lisées moins longtemps (6,06 jours) que les
femmes des régions urbaines (8,00 jours).
Utilisation des services selon les
maladies dans trois provinces
Les données sur les consultations médicales
et sur les hospitalisations (taux normalisés
selon l’âge) pour certaines maladies et
catégories de maladies en Nouvelle‑Écosse,
en Ontario et en Colombie‑Britannique en
2001–2002 ont servi à calculer les probabi­
lités relatives d’utiliser les services de santé
dans les régions rurales par rapport aux
régions urbaines. Les maladies analysées
étaient les maladies de la circulation, les
néoplasmes, les maladies du système respiratoire, les maladies de l’appareil locomoteur et du tissu conjonctif, les troubles
mentaux, les maladies du système nerveux
et des organes sensoriels et le diabète.
Les consultations médicales et les hospitalisations pour cause de traumatisme ou
d’intoxication ont aussi été examinées.
Toutes les maladies ne pouvaient être
analysées dans chaque province en raison
Tableau 12
Sommaire des risques relatifs de consultation d’un médecin et d’hospitalisation pour certaines catégories de maladies,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle‑Écosse, 2001-2002
Hommes
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
ZIM forte
ZIM
modérée
Femmes
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
---
---
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Risques relatifs de consultation d’un médecin
Maladies de la circulation
(390-459)
Néoplasmes
(140-239)
Maladies du système respiratoire
(460-519)
Maladies de l’appareil locomoteur
et du tissu conjonctif
(710-739)
---
Traumatismes et intoxications
(802-894, 959, 977-998)
---
Troubles mentaux
(290-319)
Maladies du système nerveux et des
organes sensoriels
(320-389)
---
Risques relatifs d’hospitalisation
Maladies de la circulation
(390-459)
Néoplasmes
(140-239)
Maladies du système respiratoire
(460-519)
---
Maladies de l’appareil locomoteur
et du tissu conjonctif
(710-739)
---
Traumatismes et intoxications
(802–894, 959, 977–998)
---
Troubles mentaux
(290-319)
---
Maladies du système nerveux
et des organes sensoriels
(320-389)
---
---
-----
---
Source des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle‑Écosse, 2001-2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
risque relatif statistiquement plus élevé à p < 0,05;
risque relatif statistiquement moins élevé à p < 0,05;--- aucune différence statistique à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR.
21
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau 13
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour troubles mentaux,
traumatismes ou intoxications, selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle‑Écosse, 2001-2002
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
0,75(0,73–0,78)*
0,84 (0,83–0,85)*
0,70 (0,69–0,71)*
0,88 (0,82–0,94)*
Troubles mentaux
(290-319)
Hommes
Femmes
0,94 (0,92–0,95)*
0,89 (0,88–0,90)*
0,73 (0,72–0,74)*
0,80 (0,76–0,84)*
Traumatismes et intoxications
(802-894, 959, 977-998)
Hommes
1,19 (1,16–1,23)*
1,18 (1,16–1,19)*
1,08 (1,06–1,09)*
1,21 (1,14–1,28)*
Femmes
1,22 (1,19–1,25)*
1,11 (1,09–1,12)*
0,98 (0,97–0,99)*
0,96 (0,90–1,03)
Source des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle‑Écosse, 2001-2002
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau 14
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Nouvelle‑Écosse, 2001-2002
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Troubles mentaux
(290-319)
Hommes
0,84 (0,65–1,11)
0,81 (0,68–0,96)*
1,37 (1,23–1,53)*
3,69 (2,58–5,29)*
Femmes
0,83 (0,62–1,11)
0,83 (0,70–0,98)*
1,24 (1,11–1,38)*
7,56 (5,97–9,58)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
de problèmes d’extraction des données,
notamment en Colombie‑Britannique où
l’analyse des consultations chez le médecin
portait plus sur des maladies précises que
sur des grandes catégories de maladies*.
Nouvelle‑Écosse
En Nouvelle‑Écosse, les risques relatifs
de consultation d’un médecin variaient
beaucoup mais, en général, ces risques
étaient plus élevés dans les ZIM fortes et
moins élevés dans les ZIM faibles et les
ZIM nulles. Les tendances dans les ZIM
modérées dépendaient beaucoup des sept
catégories analysées (6 catégories de maladies ainsi que la catégorie traumatismes
et intoxications) (tableau 12).
Les Néo‑Écossais ruraux affichaient systé­
matiquement des risques de consultation
chez un médecin moins élevés que les
Néo‑Écossais urbains pour des troubles
mentaux, mais systématiquement plus
élevés pour cause de traumatisme ou
d’intoxication, à l’exception des femmes des
ZIM faibles et des ZIM nulles (tableau 13).
En ce qui concerne les taux de congé
d’hôpital, les Néo‑Écossais ruraux affichaient
des risques relatifs plus élevés que
les Néo‑Écossais urbains, sauf pour les
troubles mentaux où les résultats variaient :
ils étaient beaucoup plus élevés dans les
ZIM faibles et les ZIM nulles, mais moins
élevés dans les ZIM modérées et les ZIM
fortes (tableau 14).
Ontario
Les risques de consultation médicale et
d’hospitalisation étaient relativement cons­
tants : les résidents ruraux, sans égard au
sexe, étaient en général exposés à de moins
grands risques de consulter un médecin que
les résidents urbains, même s’ils étaient
exposés à de plus grands risques d’être
hospitalisés pour les mêmes catégories
de maladies et pour des traumatismes ou
des intoxications (tableau 15). Toutefois,
comparativement aux résidents urbains,
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
22
les Ontariens ruraux tant hommes que
femmes étaient exposés à de plus grands
risques de consulter leur médecin pour
des traumatismes ou des intoxications
sauf dans le cas des hommes et des
femmes dans les ZIM fortes (tableau 16).
Les risques de congé d’hôpital étaient
clairement plus élevés chez les résidents
ruraux, hommes ou femmes, que chez les
résidents urbains, pour toutes les catégories de maladies, à l’exception des troubles
mentaux chez les résidents tant hommes
que femmes des ZIM fortes (tableau 17).
Colombie‑Britannique
En général, les consultations auprès d’un
médecin étaient proportionnellement
beaucoup moins nombreuses chez les résidents des ZIM fortes et faibles que chez les
résidents urbains pour la plupart des maladies examinées. Toutefois, les résidents des
ZIM nulles étaient proportionnellement
plus nombreux à consulter un médecin
pour les maladies cardio‑vasculaires,
Tableau 15
Risques relatifs de consultation d’un médecin et d’hospitalisation pour certaines catégories de maladies,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, 2001-2002
Hommes
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
ZIM forte
ZIM
modérée
Femmes
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Risques relatifs de consultation d’un médecin
Maladies de la circulation
(390-459)
---
Néoplasmes
(140-239)
---
Maladies du système respiratoire
(460-519)
Maladies de l’appareil locomoteur
et du tissu conjonctif
(710-739)
---
---
Traumatismes et intoxications
(802-894, 959, 977-998)
Troubles mentaux
(290-319*)
Maladies du système nerveux et des
organes sensoriels
(320-389*)
Risques relatifs d’hospitalisation
Maladies de la circulation
(390-459)
Néoplasmes
(140-239)
---
Maladies du système respiratoire
(460-519*)
Maladies de l’appareil locomoteur
et du tissu conjonctif
(710-739*)
Traumatismes et intoxications
(802-894, 959, 977-998)
Troubles mentaux
(290-319)
Maladies du système nerveux et des
organes sensoriels
(320-389)
---
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
Le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00);
--- aucune différence statistique à p < 0,05.
risque relatif statistiquement plus élevé à p < 0,05;
23
risque relatif statistiquement moins élevé à p < 0,05;
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau 16
Risques relatifs de consultation d’un médecin (normalisée selon l’âge) pour traumatismes et intoxications,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, 2001‑2002
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Traumatismes et intoxications
(802-894, 959, 977-998)
Hommes
0,98 (0,98–0,99)*
1,10 (1,09–1,10)*
1,15 (1,14–1,16)*
1,17 (1,15–1,20)*
Femmes
0,94 (0,94–0,95)*
1,01 (1,00–1,02)*
1,06 (1,05–1,07)*
1,23 (1,20–1,26)*
Source des données : Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p <0 ,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau 17
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour troubles mentaux, selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, 2001-2002
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Troubles mentaux
(290-319)
Hommes
0,82 (0,75–0,90)*
1,54 (1,46–1,61)*
1,99 (1,92–2,07)*
2,79 (2,47–3,15)*
Femmes
0,82 (0,78–0,87)*
1,54 (1,46–1,61)*
1,99 (1,88–2,12)*
2,79 (2,46–3,16)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
les néoplasmes du sein, les néoplasmes
du poumon, les maladies pulmonaires
obstructives chroniques, l’arthrite et le
diabète (tableau 18). Les résidents des
ZIM faibles et nulles étaient exposés à
des risques d’hospitalisation beaucoup
plus grands que les résidents urbains et,
pour un certain nombre de maladies, cela
s’appliquait aussi aux résidents des ZIM
modérées. Dans les ZIM fortes, les risques
d’hospitalisation étaient plus faibles ou les
mêmes que dans les zones urbaines.
Utilisation des services de santé par ZIM
L’utilisation des services de santé en
Nouvelle‑Écosse, en Ontario et en Colombie‑
Britannique peut aussi être présentée sous
l’angle des similitudes et des différences
selon les degrés de ruralité en lien avec
les risques relatifs de consultation d’un
médecin ou d’hospitalisation.
ZIM fortes
• Les Néo‑Écossais qui vivent dans les
ZIM fortes étaient exposés à des risques
relatifs de consultation chez le médecin
(sauf pour les troubles mentaux et les
maladies de l’appareil locomoteur et
du tissu conjonctif et les maladies du
système nerveux) égaux ou supérieurs
et à des risques d’hospitalisation égaux
ou supérieurs aux Néo‑Écossais urbains
pour toutes les maladies examinées.
• Les Ontariens qui vivent dans les ZIM
fortes étaient en général exposés à des
risques relatifs de consultation chez
le médecin moins élevés mais à des
risques d’hospitalisation plus élevés
que les Ontariens urbains. Les femmes
des ZIM fortes, qui affichaient des
risques de consultation chez le
médecin plus élevés pour les maladies de la circulation, constituaient
une des rares exceptions. Les risques
d’hospitalisation étaient supérieurs
pour toutes les catégories de maladies
à l’exception des troubles mentaux.
De même, aucune différence statisti­
quement significative n’a été observée
chez les hommes atteints de cancers,
de maladies du système nerveux ou de
maladies des organes sensoriels.
• Les Britanno-Colombiens vivant dans les
ZIM fortes affichaient systématiquement des risques de consultation chez
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
24
le médecin inférieurs ou égaux pour
les onze maladies examinées, compa­
rativement aux Britanno-Colombiens
urbains, sauf dans le cas des femmes
atteintes d’arthrite rhumatoïde ou de
la maladie d’Alzheimer. Les risques
d’hospitalisation étaient en général
égaux ou inférieurs à ceux des régions
urbaines, sauf chez les femmes atteintes
de maladie de la circulation, qui présentaient des risques plus élevés.
ZIM modérées et ZIM faibles
• Les Néo‑Écossais et les Britanno‑
Colombiens des ZIM modérées et
faibles affichaient des risques de consultation chez le médecin qui n’étaient
pas constants. Des différences ont été
observées entre les hommes et les
femmes et les risques relatifs variaient
d’une catégorie de maladies à une autre
(Nouvelle‑Écosse) ou d’une maladie
à une autre (Colombie‑Britannique).
Toutefois, les Ontariens des ZIM
modérées et des ZIM faibles étaient
en général exposés à des risques de
consul­
tation chez le médecin moins
Tableau 18
Risques relatifs de consultation d’un médecin et d’hospitalisation pour certaines maladies,
selon le lieu de résidence et le sexe, Colombie Britannique, 2001-2002
Hommes
Catégorie de maladies
(Code de diagnostic de la CIM-9)
ZIM forte
ZIM
modérée
Femmes
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Risques relatifs de consultation d’un médecin
Maladie ischémique cardiaque
(410-414)
---
Maladie cérébro-vasculaire
(430-434)
Néoplasme du sein
(174)
Néoplasme du poumon
(162)
--s.o.
s.o.
s.o.
s.o.
---
---
---
Asthme
(493)
---
Maladie du système respiratoire
chronique obstructive
(490-492, 496)
Arthrite rhumatoïde
(714)
---
Ostéoarthrite
(715)
Dépression
(296.2, 296.3, 300.4, 311)
Maladie d’Alzheimer/troubles démentiels
(331)
---
Diabète
(250)
Risques relatifs d’hospitalisation
Maladies de la circulation
(390-459)
---
---
Néoplasmes
(140-239)
---
---
---
---
---
Maladies du système respiratoire
(460-519)
Maladies de l’appareil locomoteur
et du tissu conjonctif
(710-739)
---
---
Traumatismes et intoxications
(802-894, 959, 977-998)
---
---
Troubles mentaux
(290-319)
Maladies du système nerveux et des
organes sensoriels
(320–389)
---
---
---
---
---
Source des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Colombie‑Britannique, 2001-2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
Le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00);
--- aucune différence statistique à p < 0,05.
risque relatif statistiquement plus élevé à p < 0,05;
25
risque relatif statistiquement moins élevé à p < 0,05;
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
élevés, à l’exception de la catégorie
trauma­tismes et intoxications, tant chez
les hommes que chez les femmes.
• Par contre, les résidents des ZIM
modérées et des ZIM faibles des trois
provinces affichaient en général des
risques d’hospitalisation plus élevés.
Les quelques exceptions ont surtout
été observées dans les ZIM modérées
de la Colombie‑Britannique, chez les
hommes et chez les femmes, et dans
les ZIM modérées et les ZIM faibles de
la Nouvelle‑Écosse, surtout chez les
femmes.
ZIM nulles
• De manière générale, les ZIM nulles
n’affichaient pas de risques différents
de ceux observés dans les autres types de
régions rurales. Les résidents des ZIM
nulles de Nouvelle‑Écosse étaient
exposés à des risques de consultation
chez le médecin (à l’exception de la
catégorie traumatismes et intoxications
chez les hommes) inférieurs ou égaux
aux résidents des RMR ou des AR,
mais à des risques d’hospitalisation
plus élevés pour l’ensemble des maladies examinées.
• Les Ontariens vivant dans les ZIM
nulles affichaient des risques relatifs de
consultation chez le médecin inférieurs
ou égaux aux Ontariens urbains, sauf
dans la catégorie traumatismes et
intoxications chez les hommes et chez
les femmes et dans la catégorie néoplasmes chez les femmes. Toutefois, les
risques relatifs d’hospitalisation étaient
plus élevés dans l’ensemble des catégories de maladies tant chez les hommes
que chez les femmes.
• Il ne se dégage pas de tendance nette
chez les résidents des ZIM nulles de
Colombie‑Britannique en ce qui concerne les risques relatifs de consultation chez le médecin. Toutefois, les
risques relatifs d’hospitalisation étaient
systématiquement plus élevés que dans
les régions urbaines. Ces résultats
cadrent avec les risques d’hospitalisation
plus élevés dans les ZIM faibles de
Colombie‑Britannique observés pour
l’ensemble des maladies examinées.
Analyse et conclusion
Nous avons présenté dans les sections
précédentes des données concernant les
consultations de médecins et l’utilisation
des services hospitaliers et d’autres services
de santé par les Canadiens vivant dans
des collectivités urbaines et dans différents
contextes ruraux. Nous allons maintenant
analyser ces résultats et leurs répercussions
à la lumière de trois interrogations :
• Que signifient ces résultats sous l’angle
de la santé rurale?
• Les résultats offrent‑ils un éclairage
neuf sur les liens entre le lieu de résidence et la santé, l’équité en matière
de santé et la relation entre le système de
santé canadien et les soins de santé
ruraux?
• Quelles sont les incidences de ces
résultats sur les recherches futures dans
le domaine de la santé rurale?
Nous nous sommes fondés sur de multiples
sources d’information, dont des données
d’enquête et des données adminis­tratives
tirées de différentes sources, pour examiner
l’utilisation des services de santé des
Canadiens ruraux. Nous avons enquêté sur
la relation possible entre le lieu de résidence
et l’utilisation des services de santé aux
échelles nationale et provinciales à l’aide
de données nationales et de données provinciales provenant de la Nouvelle‑Écosse,
de l’Ontario et de la Colombie‑Britannique,
en nous assurant que les résultats n’étaient
pas le fait d’un travers méthodologique
attribuable à une source de données d’une
compétence territoriale donnée.
La quantité des données crée inévitablement des variations entre les résultats selon
la base de données utilisée, la compétence
territoriale, la catégorie de maladies, les
services de santé et la population à l’étude.
Toutefois, un certain nombre de grandes
tendances se sont dégagées et semblent
constantes. Par ailleurs, nous avons évité
de considérer le Canada rural comme une
entité homogène. De nombreux chercheurs
et de nombreux planificateurs des soins de
santé ont examiné les différences entre
les régions rurales et les régions urbaines,
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
26
mais peu se sont arrêtés à l’hétérogénéité
du Canada rural du point de vue des différentes utilisations des services de santé.
Pour corriger cette situation, nous avons
« désagrégé » le Canada rural en catégories
plus fines, en fonction du degré de ruralité
et de l’éloignement des centres urbains.
La présentation synthétique des résultats
a fait ressortir certaines tendances générales de l’utilisation des services de santé
en milieu rural. Au premier coup d’œil,
les relations entre le lieu de résidence et
l’utilisation des services de santé semblent
varier beaucoup et refléter des situations
spécifiques, des préférences individuelles
de patients, des styles de pratiques médicales différents ou des profils de prestation
de services variant selon les maladies. Mais
au niveau national comme au niveau provincial (au moins dans les trois pro­vinces
étudiées dans cette étude) et par rapport
aux grandes catégories de maladies, certains profils se dégagent de l’utilisation
des services : les résidents ruraux consultent en général moins souvent les
médecins que les résidents urbains, mais
affichent en revanche des risques relatifs
d’hospitalisation plus élevés. Ces tendances
sont particulièrement nettes chez les personnes qui vivent dans les ZIM faibles et
les ZIM nulles. Il y a quelques exceptions
en Colombie‑Britannique, qui tiennent
peut‑être au fait que l’analyse des consultations médicales dans cette province portait
surtout sur des maladies précises, tandis
que l’analyse faite en Nouvelle‑Écosse et
en Ontario était axée sur des grandes
catégories de maladies.
Nous allons maintenant analyser la signification et l’incidence des résultats obtenus.
La « ruralité » n’est pas un
concept monolithique
Les régions rurales n’utilisent pas toutes les
services de santé de la même manière.
Parfois, les différences entre les types de
régions rurales sont plus grandes qu’entre
les collectivités rurales et les collectivités
urbaines. Par exemple, les ZIM fortes semblent différer des autres régions rurales
quant à l’état de santé et à l’utilisation des
services de santé. Les résidents des ZIM
fortes ont en général une longue espérance
de vie (hommes : 77,4 ans; femmes :
81,5 ans) et une longue espérance de vie
corrigée en fonction de la santé (hommes :
68,7 ans; femmes : 71,3 ans)1 comparativement à la population canadienne en
général. Cette situation pourrait se traduire
par des risques relatifs de consultation chez
le médecin moins grands. Du point de vue
de l’accès aux services de santé, les résidents des ZIM fortes ont peut‑être moins
besoin de soins de santé, se heurtent à
moins d’obstacles en termes d’accessibilité
ou sont mieux en mesure de surmonter les
obstacles éventuels.
Inversement, et peut‑être est-ce tout
naturel, ce sont les résidents des ZIM
nulles qui ont en général à leur disposition
le moins de ressources en santé et le plus
de difficultés à se prévaloir de services de
santé. Pourtant, les résidents de ces régions
sont en général en moins bonne condition physique. Ils ont l’espérance de vie la
plus courte (hommes : 74,0 ans; femmes :
81,4 ans) et l’espérance de vie corrigée en
fonction de la santé la plus courte (hommes :
65,5 ans; femmes : 69,9 ans)1. Du point de
vue de la planification des soins de santé,
les Canadiens des ZIM nulles (et, dans une
certaine mesure, ceux des ZIM faibles) ont
sans doute le plus besoin d’aide pour surmonter les difficultés d’accès aux soins et
pour améliorer leur état de santé. Comme
la Commission Romanow l’a souligné24 :
En fait, on pourrait dire que l’offre de
soins est régie par une « loi inverse ».
Les habitants des collectivités rurales
ont une moins bonne santé et des
besoins en soins de santé primaires
plus grands que les habitants des centres urbains, mais ils sont moins bien
desservis et ils ont plus de mal à avoir
accès aux services de santé. (p. 178)
Utilisation différenciée des services
L’accès aux services de santé et l’utilisation
des services de santé diffèrent grandement
entre les collectivités urbaines et les collectivités rurales. Par exemple, plus le
degré de ruralité augmente, plus les taux
d’hospitalisation augmentent, mais plus
la durée moyenne des séjours à l’hôpital
diminue. De plus, les ruraux font état
en plus grande proportion de soins en
services d’urgence ou dans des cliniques
externes. Ces résultats témoignent non
seulement de différences sur le plan de
l’état de santé ou des besoins en soins
de santé mais peut‑être aussi de différences
dans la manière dont les services de santé
sont organisés ou fournis dans les régions
non urbaines, ou de disparités quant à
la disponibilité des ressources en santé,
y compris les ressources humaines.
Par exemple, Pong et Pitblado3 ont décrit les
différences entre les pratiques des médecins
de famille en milieu rural et des méde­
cins de famille en milieu urbain. Les
médecins de famille en milieu rural ont
en général un champ d’activité beaucoup
plus étendu, ils sont davantage susceptibles de travailler dans des types variés
d’établissements de soins de santé et ils
sont proportionnellement plus nombreux à
assurer des services cliniques et à effectuer
des traitements qui seraient généralement
fournis par des spécialistes dans les grands
centres urbains. En l’absence relative
de spécialistes dans les régions rurales, la
dépendance plus grande des résidents
ruraux à l’égard des soins hospitaliers
et des services d’urgence pourrait être
attribuable au manque d’établissements
de soins ambulatoires communautaires,
comme les cliniques sans rendez‑vous et
les centres de santé communautaire.
Les consultations auprès d’une infirmière
sont plus fréquentes chez les résidents
ruraux. Les habitants des ZIM modérées,
faibles et nulles sont proportionnellement
plus nombreux que les gens de la ville
à consulter une infirmière et ceux des
ZIM nulles encore plus. Les collectivités
éloignées ou les très petites collectivités sont dotées de postes d’infirmières
itinérantes ou d’infirmières praticiennes
qui offrent un large éventail de services de
santé, dont le diagnostic et le traitement
de maladies mineures, les médecins assurant
le suivi et la consultation à distance ou par
consultations de proximité périodiques.
Ces divergences d’utilisation ne sont pas
une aberration, elles sont au contraire
prévisibles. Il importe de faire la distinction entre les variations régionales dans
l’utilisation des services de santé et les
disparités régionales dans l’état de santé
27
ou les résultats des soins. Les premières
ne sont pas nécessairement préjudiciables, dans la mesure où elles ne reflètent
que des moyens différents de parvenir
aux mêmes fins et où les secondes sont
réduites au minimum. Toutefois, si des
disparités régionales notables persistaient
dans l’état de santé, il faudrait remettre
en question la méthode de prestation de
services ou les niveaux de consommation
des services. Ceci dit, même si nous avons
utilisé les RMR et les AR comme groupe
de référence aux fins de comparaison avec
les catégories rurales, nous n’estimons
pas pour autant que les taux d’utilisation
observés dans les régions urbaines devraient
être la norme vers laquelle les régions
rurales devraient tendre.
Système de santé et santé rurale
Quoique des différences existent entre
les collectivités rurales et les collectivités
urbaines, il ne faudrait pas en exagérer
l’importance, pas plus qu’il ne faudrait
en déduire que la situation dans les
régions rurales est toujours mauvaise ou,
du moins, est pire que celle qui prévaut
dans les régions urbaines. Si, de manière
générale, les résidents ruraux ont un accès
moins facile à certains types de services
de santé ou utilisent moins certains types de
services, pour le reste il n’y a pas de différence notoire entre les régions rurales
et urbaines. Parfois, les résidents ruraux
utilisent même davantage certains types
de services que ne le font les résidents
urbains.
Le système de santé canadien, qui garantit l’universalité des soins hospitaliers
et des soins médicaux fondamentaux, et
la Loi canadienne sur la santé, qui compte
l’« accessibilité » parmi ses cinq principes,
visent à ce que les ressources financières
ne soient pas une condition d’obtention
de soins hospitaliers et de soins médicaux fondamentaux. L’universalité des
soins exige que les praticiens et les services soient disponibles dans toutes les
régions du pays. C’est pour cette raison
que presque tous les gouvernements
provinciaux et territoriaux ont créé des
programmes spéciaux (p. ex. le Programme
des services aux régions insuffisamment
desservies en Ontario, le Fly-In Program
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
de la J.A. Hildes Northern Medical Unit au
Manitoba et le Travel Assistance Program
en Colombie‑Britannique) destinés à ceux
qui doivent parcourir de grandes distances
pour se faire soigner. Ces programmes (et
d’autres) aident les résidents ruraux, particulièrement des régions les plus éloignées,
à obtenir un accès plus facile aux services
de santé et contribuent ainsi à réduire
l’iniquité. Tous ces efforts témoignent de
la vigueur du système de santé canadien.
Néanmoins, il faut noter que la présente
étude s’est surtout concentrée sur les
services de santé assurés, en particulier
ceux fournis par les médecins et les hôpitaux. Les services non couverts par le
système de santé, par exemple la réadaptation fonctionnelle, les soins à domicile, les
soins dentaires et la santé mentale communautaire, n’ont pas été examinés en détail,
principalement en raison de la difficulté
d’obtenir des données. Par conséquent, on
ne sait pas encore très bien si, à l’échelle
nationale, les résidents ruraux ont un meilleur ou un moins bon accès à ces services
que les résidents urbains, et s’ils utilisent
ces services dans la même mesure que les
résidents urbains. Il faudra poursuivre les
recherches lorsque les données seront
disponibles.
On ignore aussi si les résidents urbains et
ruraux ont la même facilité (ou difficulté)
à se prévaloir des services de santé. Si, en
théorie, tous les Canadiens ont accès aux
soins hospitaliers et médicaux fondamentaux, certains pourraient n’y avoir accès
qu’au prix de beaucoup de désagréments
et de difficultés. Par exemple, les résidents
des collectivités éloignées ont le même
droit aux soins de spécialistes que ceux
qui vivent dans les grands centres urbains,
mais ils ont souvent une grande distance
à parcourir pour bénéficier d’une consultation. Cela pourrait les conduire à des
absences au travail, des pertes de revenu,
des frais de déplacement importants et
une plus grande détresse émotionnelle. En
d’autres mots, l’accessibilité est une chose,
mais son prix (financier et psychologique)
en est une autre. En raison du manque de
données, nous n’avons pas pu traiter ces
questions dans cette étude.
Causes des variations
régionales d’utilisation
Conformément au modèle d’Andersen2,
les variations régionales dans l’utilisation
des services pourraient tenir, entre autres,
à des besoins médicaux différents et à des
variations dans la disponibilité des ressources en soins de santé. Par exemple,
nous avons observé des risques relatifs
de consultations chez le médecin et
d’hospitalisation pour cause de trauma­
tismes ou d’intoxications plus grands dans
les régions rurales, tant à l’échelle nationale
que dans les trois provinces examinées.
Ces risques plus élevés traduisent peut‑être
la probabilité accrue de subir des accidents
ou des blessures en raison des métiers
associés à l’agriculture, à la pêche, à
l’exploitation forestière ou à l’extraction
minière. De même, le risque relatif beaucoup plus élevé de consultations ambulatoires liées au diabète dans les ZIM nulles
observé dans les trois provinces pourrait
être attribuable à la prévalence plus grande
du diabète chez les Autochtones, lesquels
composent une grande proportion de la
population des régions les plus éloignées.
Les différences observées dans la disponibilité des ressources et dans les modèles de
prestation des services influent beaucoup
sur l’utilisation des services. Par exemple,
l’offre limitée en soins communautaires, la
charge de morbidité plus lourde et d’autres
facteurs comme l’éloignement des services
pourraient accroître la dépendance à l’égard
des hôpitaux chez les Canadiens ruraux.
Rôle du « lieu » en santé
Est‑ce que le lieu de résidence influe sur
l’accès aux services de santé et leur utilisation? D’après les résultats de la présente
étude et ceux de la précédente, intitulée
Comment se portent les Canadiens vivant
en milieu rural?1, il faut répondre à cette
question par l’affirmative : « Oui, le lieu de
résidence importe, dans certains cas ». Une
série d’analyses de régression multivariées
a montré, lorsqu’on tient compte de divers
facteurs sociodémographiques, de certaines
maladies et des comportements en matière
de santé, que le lieu de résidence, qu’il soit
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
28
urbain ou rural, a un effet indépendant sur
un certain nombre d’aspects de l’utilisation
des services de santé.
Mais l’importance du lieu de résidence
dépend également des variables choisies.
C’est un facteur important dans certains
cas, négligeable dans d’autres. Par exemple,
les données tirées de l’Enquête sur l’accès
aux services de santé révèlent que le lieu
de résidence a un effet indépendant sur le
fait de ne pas avoir de médecin de famille
seulement dans les ZIM nulles, les autres
variables étant contrôlées (figure 2). Par
ailleurs, le lieu de résidence a un effet
indépendant sur la probabilité d’être hospitalisé dans toutes les ZIM sauf dans les
ZIM fortes (tableau 9).
Mais quelles caractéristiques du lieu de
résidence font qu’il influe sur les comportements et les résultats en matière de
santé? C’est une question tout aussi
importante, et à laquelle il est sans doute
plus difficile de répondre. Comme nous
l’avons déjà vu, le « lieu » a de multiples
significations : l’environnement physique,
la population, les conditions socioéco­
nomiques, les activités professionnelles,
la culture, les coutumes, la structure communautaire, les relations sociales, etc. Par
conséquent, lorsque nous parlons du rôle
du lieu de résidence en santé, nous parlons en fait de la façon dont la santé est
influencée par des facteurs interactifs qui
se retrouvent réunis dans des endroits
géographiques donnés. Puisque la présente
étude, ainsi que d’autres, a établi qu’il
importe de tenir compte du lieu pour
comprendre la santé, il nous appartient
d’aller au‑delà de la simple ruralité et
d’examiner comment ces facteurs interactifs influent sur la santé – et sont influencés par elle – dans le Canada rural.
De plus, la « ruralité » n’est qu’un aspect du
« lieu » en lien avec la santé. On s’intéresse
de plus en plus à d’autres aspects du lieu de
résidence et à leurs rapports avec la
santé, comme l’illustre le nombre croissant d’ouvrages sur la santé urbaine en
général, la santé en centre‑ville, la santé
circumpolaire et la santé frontalière (p.
ex. dans les régions longeant la frontière
américano‑mexicaine). Nous comprendrions mieux la santé rurale si nous en
savions davantage sur la santé dans les
quartiers, dans les centres‑villes, dans les
banlieues, aux frontières, dans les régions
isolées, etc.
Que faire maintenant?
Si cette étude, tout comme la première1, a
traité de très nombreux points, on ignore
encore beaucoup de choses à propos de la
santé des Canadiens ruraux et de la façon
dont ils utilisent les services de santé. Voici
quelques points qui pourraient guider
les travaux futurs, pour une meilleure
compréhension de la santé rurale et de
l’utilisation des services de santé.
• La « ruralité » n’est pas un concept
monolithique. Sur le plan de l’accès aux
services de santé et de leur utilisation,
les ZIM fortes ressemblent davantage
aux villes, les ZIM nulles étant à l’autre
extrémité et les ZIM modérées et faibles
quelque part entre les deux. Doit‑on
accorder une attention et un soutien
tout particuliers aux habitants des ZIM
nulles et faibles, étant donné que ce
sont eux qui pourraient avoir le plus
besoin d’aide et disposer de moins de
choix? En ce cas, quels types de soutien
devraient être accordés et quelles autres
données devraient être recueillies pour
déterminer avec précision ces besoins
et ce soutien?
• Les différences dans la prestation et
l’utilisation des services de santé entre
les régions rurales et urbaines ne sont
pas nécessairement préjudiciables et
pourraient même témoigner de conditions et de besoins différents. Ce qui
est efficace dans les grandes villes ne
l’est pas nécessairement dans les collectivités éloignées. Ce qui est indispensable dans les régions urbaines
ne l’est peut‑être pas dans les régions
rurales. Il faut pousser davantage les
recherches pour découvrir si les modes
de prestation des services utilisés dans
les régions rurales sont adaptés à la
situation sociale et à l’état de santé
des habitants. Il serait aussi intéressant
de déterminer si certaines méthodes
adoptées par les collectivités rurales
pourraient servir de modèles
régions urbaines canadiennes.
aux
• Des variations régionales dans la
prestation des services de santé sont
acceptables, mais pas des disparités
importantes et persistantes dans l’état
de santé de la population. De nombreuses études sur la santé rurale,
y compris Comment se portent les
Canadiens vivant en milieu rural?1, ont
fait état du moins bon état de santé
des Canadiens ruraux. Des variations
régionales importantes et persistantes
dans l’état de santé de la population
devraient être interprétées comme un
signe de problème ou de dysfonctionnement dans les stratégies de prestation des soins de santé. Cela devrait
nous inciter à suivre sur des périodes
plus longues l’évolution des conditions
de santé en milieu rural et à faire des
études longitudinales de l’état de santé
de la population rurale.
• La présente étude a surtout porté sur
les services de santé assurés, étant
donné que les données sur ces services
sont plus facilement disponibles. Les
différences sont peut-être encore plus
grandes entre les Canadiens ruraux et
urbains en ce qui a trait à l’accès aux
services non assurés et à l’utilisation
des services non assurés (tels que les
soins dentaires, les soins de la vue et
la réadaptation fonctionnelle), étant
donné que ces services ne sont généralement pas remboursés et que certains sont très peu accessibles dans les
collectivités rurales. Les futures recherches sur la santé rurale ne devraient
pas se borner aux services couverts par
le régime national d’assurance‑santé. Il
faudrait mettre rapidement sur pied un
meilleur système de collecte des données portant sur les services autres que
ceux des médecins et des hôpitaux.
• À cause du manque de données, la
présente étude ne s’est pas focalisée
non plus sur la promotion de la santé, la
prévention des maladies, l’intervention
précoce ou les mesures de prévention
des accidents, des blessures et des suicides. Du point de vue de la santé de
la population, ces services préventifs
29
sont aussi importants que les services
curatifs. Si les services curatifs et correctifs sont essentiels, il importe néanmoins de s’attaquer aux déterminants
négatifs ayant un effet néfaste sur la
santé de la population. Nous en savons
encore moins sur ces soins non curatifs
en région rurale, d’où la nécessité d’en
faire une priorité de recherche.
• Les variations dans l’accès et dans
l’utilisation des services de santé
dépendent vraisemblablement de nombreux facteurs, pas simplement de
l’absence de services ou de ressources
à proximité. Par exemple, le manque de
moyens de transport pourrait dissuader
certains résidents ruraux de se préva­
loir de soins qui ne sont offerts que
dans des centres urbains éloignés. Cela
signifie que les solutions ne relèvent
pas exclusivement du domaine de la
santé, et que l’amélioration des transports pourrait par exemple être tout
aussi importante. C’est pourquoi les
recherches en santé rurale devraient se
pencher sur des facteurs généralement
non reliés à la santé, mais pouvant
néamoins éclairer les modalités d’accès
des Canadiens ruraux aux services de
santé et à leur utilisation.
• La nature des données et des méthodes
utilisées dans cette étude ne permet pas
de démêler les relations complexes qui
existent entre les ressources en soins
de santé, les modes de prestation des
services de santé et la charge de morbidité, ni de déterminer leur incidence
relative sur l’utilisation des services. De
plus, il est impossible d’estimer ici dans
quelle mesure l’utilisation des services
de santé est un déterminant de l’état de
santé chez les Canadiens ruraux.
Cependant, si on peut dire sans risque
d’erreur que les services de santé sont
importants pour l’amélioration de l’état
de santé des Canadiens en milieu rural,
notamment en raison de la charge de
morbidité généralement plus lourde,
il est plus difficile de déterminer
l’ampleur de cette importance. Ces éléments comptent dans la recherche et la
planification en santé rurale et il faut
les examiner de plus près.
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
• Il est probablement impossible d’obtenir
une égalité parfaite dans la répartition
des ressources en santé et l’accès aux
soins, mais nous ne savons pas quel
degré d’inégalité est acceptable. Cette
question relève de la politique tout autant
que de la philosophie ou de l’éthique.
La société pourrait avoir à trouver un
équilibre entre la facilité d’accès, d’une
part, et la viabilité économique, l’aspect
pratique et la qualité des soins, d’autre
part. Les Canadiens ruraux devraient
être écoutés à ce propos. Les personnes
qui s’intéressent à l’éthique en santé
devraient aussi participer à cet important débat et lancer des recherches sur
les enjeux éthiques en santé rurale.
• Comme nous l’avons mentionné, la
« ruralité » n’est qu’un caractère du
« lieu ». On s’intéresse de plus en plus
à la façon dont différents aspects du
« lieu » influent sur l’état de santé et sur
les comportements en matière de santé.
Au bout du compte, on aimerait savoir
s’il existe des principes sous‑jacents ou
des cadres théoriques communs susceptibles de guider la recherche en santé
rurale, en santé dans les centres‑villes,
en santé dans les régions éloignées, en
santé circumpolaire, etc., et susceptibles
également d’aider à mieux comprendre les relations entre le « lieu » et la
santé. À cette fin, les chercheurs en
santé rurale doivent travailler de concert avec les chercheurs en santé s’inté­
ressant à d’autres aspects du « lieu »,
pour créer une synergie dans la recherche et progresser sur le plan théorique.
Pour accroître l’équité en santé pour tous
les Canadiens quel que soit leur lieu de
résidence, nous devons mieux comprendre
les variations dans l’état de santé et dans
l’utilisation des services de santé. Pour
cela, nous nous sommes ici attardés aux
variations dans l’utilisation des services de
santé, tandis que le premier rapport Comment
se portent les Canadiens vivant en milieu
rural?1 s’est surtout penché sur les variations
dans l’état de santé. Nous avons examiné en
détail la façon dont les Canadiens ruraux
accèdent à un large éventail de services de
santé et utilisent ces services. Nous nous
sommes servis de plusieurs sources de
données, de différents types (données
d’enquête ou administratives), et avons fait
des analyses à l’échelle nationale et provinciale. Nous avons examiné l’utilisation
des services de santé à grande échelle et en
rapport avec un certain nombre de catégories de maladies. Allant au‑delà de la simple dichotomie rural-urbain, nous avons
scindé le milieu rural en catégories plus
fines pour mieux comprendre les variations
intrarurales dans la consommation des
soins de santé. Nous espérons qu’en offrant
un éclairage neuf sur les modalités
d’utilisation des services en soins de santé
et en répondant aux questions laissées
précédemment en suspens, la présente
étude contribuera à l’amélioration des
soins de santé fournis aux Canadiens
ruraux et à une meilleure compréhension
du rôle du lieu.
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Remerciements
L’étude a été financée par l’Initiative sur la
santé de la population canadienne (ISPC)
de l’Institut canadien d’information sur la
santé (ICIS), en collaboration avec l’Agence
de la santé publique du Canada (ASPC), le
Centre de recherche en santé dans les
milieux ruraux et du Nord de l’Université
Laurentienne (CReSRN) et autres chercheurs. Les points de vue exprimés ne sont
pas nécessairement ceux de l’ISPC, de
l’ICIS, de l’ASPC ou du CReSRN.
L’étude a aussi été appuyée par l’Institut
de recherche en services de santé (IRSS),
qui est financé par une subvention annuelle
du ministère de la Santé et des Soins de
longue durée de l’Ontario (MSSLDO).
Cependant, les opinions, résultats et conclusions qui s’en dégagent sont ceux des
auteurs et sont indépendants des sources
de financement : ils ne reflètent pas forcément la position de l’IRSS ou celle du
MSSLDO.
Références
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santé. Comment se portent les Canadiens
vivant en milieu rural? Une évaluation de
leur état de santé et des déterminants de la
santé, Ottawa (Ontario), Institut canadien
d’information sur la santé, 2006.
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
30
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l’adresse
http://web.archive.org/web/
20041205003337/www.phac-aspc.gc.ca/
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travail sur l’agriculture et le milieu rural,
no 61), accessible à l’adresse http://
www.statcan.gc.ca/bsolc/olc-cel/
olc-cel?catno=21-601-M2002061&lang=fra.
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d’influence des régions métropolitaines
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recensement (ZIM) : une description de la
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(Série de documents de travail de la géo­
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22. Rambeau S., K. Todd. Zones d’influence des
régions métropolitaines de recensement et
des agglomérations de recensement (ZIM)
accompagnées de données de recensement
[Internet], Ottawa (Ontario), Statistique
Canada, 2000 [cité 15 avril 2009], téléchar­
geable [PDF] à l’adresse http://www.
statcan.gc.ca/pub/92f0138m/2000001/
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31
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Annexe 1 Glossaire
AR
Agglomération de recensement
BDMH
Base de données sur la morbidité hospitalière
CCA
Classification canadienne des actes diagnostiques, thérapeutiques et chirurgicaux
CCI
Classification canadienne des interventions en santé
CIM-9
Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès, neuvième révision
CIM-10-CA Classification statistique internationale des maladies et des problèmes de santé connexes, dixième révision –
Améliorations canadiennes à la CIM-10
EASS
Enquête sur l’accès aux services de santé
ESCC
Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes
ICIS
Institut canadien d’information sur la santé
MF
Médecin de famille
RMR
Région métropolitaine de recensement
RRPV
Région rurale et petite ville
SDR
Subdivision de recensement
ZIM
Zone d’influence métropolitaine
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
32
Annexe 2 Profils provinciaux par maladie : tableaux détaillés
Tableau A1
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies de la circulation,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle‑Écosse, 2001-2002, et Colombie‑Britannique, 2000-2001
Hommes
Femmes
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Ontario
0,92
(0,92–0,92)*
0,92
(0,92–0,92)*
0,84
(0,84–0,85)*
Nouvelle-Écosse
1,19
(1,17–1,21)*
0,97
(0,96–0,98)*
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
0,99
(0,97–1,00)
1,01
(1,01–1,01)*
0,97
(0,96–0,97)*
0,93
(0,92–0,93)*
0,83
(0,81–0,85)*
0,99
(0,98–1,00)*
0,89
(0,85–0,93)*
1,33
(1,31–1,35)*
1,04
(1,03–1,05)*
1,06
(1,05–1,07)*
0,87
(0,83–0,91)*
Maladie de la circulation (390-459)a
Maladie ischémique cardiaque (410-414)a
Colombie-Britannique
0,68
(0,65–0,71)*
0,83
(0,81–0,85)*
0,60
(0,59–0,62)*
0,88
(0,82–0,93)*
0,88
(0,83–0,92)*
0,84
(0,82–0,87)*
0,67
(0,65–0,70)*
0,98
(0,91–1,06)
Nouvelle-Écosse
1,15
(1,09–1,20)*
1,02
(0,99–1,04)
1,01
(0,99–1,03)
1,06
(0,94–1,19)
1,46
(1,36–1,56)*
1,13
(1,09–1,18)*
1,02
(0,99–1,05)
0,78
(0,64–0,95)*
Colombie-Britannique
0,74
(0,61–0,89)*
0,80
(0,72–0,89)*
0,60
(0,53–0,67)*
1,34
(1,08–1,66)*
0,96
(0,80–1,15)
0,78
(0,69–0,88)*
0,58
(0,51–0,66)*
1,75
(1,42–2,17)*
Nouvelle-Écosse
0,88
(0,57–1,38)
1,20
(0,98–1,46)
1,07
(0,92–1,25)
0,51
(0,14–1,94)
1,78
(1,17–2,70)*
1,68
(1,35–2,09)*
1,43
(1,20–1,71)*
1,17
(0,40–3,39)
Maladie cérébro-vasculaire (430-434)a
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle‑Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie‑Britannique, 2000-2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A2
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies de la circulation,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie‑Britannique, 2001-2002
Province
Ontario
Nouvelle-Écosse
Colombie-Britannique
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
1,15 (1,10–1,20)*
1,28 (1,25–1,32)*
1,58 (1,54–1,61)*
2,10 (1,95–2,25)*
Femmes
1,27 (1,23–1,31)*
1,48 (1,43–1,53)*
1,91 (1,83–2,00)*
2,10 (1,90–2,31)*
Hommes
1,88 (1,71–2,06)*
1,33 (1,24–1,42)*
1,19 (1,13–1,26)*
3,38 (2,83–4,02)*
Femmes
2,38 (2,12–2,68)*
1,88 (1,73–2,03)*
1,46 (1,36–1,56)*
5,79 (4,86–6,90)*
Hommes
1,01 (0,92–1,10)
1,02 (0,96–1,07)
1,29 (1,24–1,35)*
1,82 (1,64–2,02)*
Femmes
1,39 (1,25–1,54)*
1,29 (1,21–1,38)*
1,70 (1,61–1,79)*
2,37 (2,08–2,69)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
33
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau A3
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour cancers (néoplasmes),
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002, et Colombie-Britannique, 2000-2001
Hommes
Femmes
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Ontario
0,95
(0,94–0,96)*
0,99
(0,98–1,00)*
0,91
(0,90–0,92)*
Nouvelle-Écosse
1,09
(1,05–1,14)*
0,94
(0,92–0,97)*
0,83
(0,82–0,85)*
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
0,98
(0,94–1,02)
0,92
(0,92–0,93)*
0,85
(0,84–0,86)*
0,90
(0,88–0,91)*
1,12
(1,08–1,16)*
1,01
(0,91–1,11)
0,97
(0,93–1,02)
0,97
(0,95–1,00)*
0,79
(0,78–0,81)*
0,76
(0,68–0,85)*
Néoplasmes (140-239)a
Néoplasme du sein (174)a
Colombie-Britannique
s.o.
s.o.
s.o.
s.o.
0,87
(0,79–0,95)*
1,24
(1,19–1,31)*
1,29
(1,24–1,35)*
2,23
(2,03–2,44)*
Nouvelle-Écosse
s.o.
s.o.
s.o.
s.o.
0,81
(0,72–0,92)*
0,87
(0,82–0,92)*
0,82
(0,78–0,85)*
0,55
(0,40–0,75)*
Néoplasme du poumon (162)a
Colombie-Britannique
0,91
(0,78–1,07)
1,28
(1,18–1,39)*
1,23
(1,14–1,33)*
1,67
(1,39–2,01)*
0,89
(0,74–1,07)
1,45
(1,33–1,58)*
1,01
(0,92–1,11)
2,81
(2,39–3,31)*
Nouvelle-Écosse
1,16
(0,97–1,40)
0,97
(0,88–1,08)
1,23
(1,15–1,32)*
2,34
(1,75–3,14)*
0,84
(0,65–1,09)
0,95
(0,85–1,08)
0,95
(0,87–1,04)
0,36
(0,16–0,82)*
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle‑Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie Britannique, 2000-2001
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A4
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour cancers (néoplasmes),
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie‑Britannique, 2001-2002
Province
Ontario
Nouvelle-Écosse
Colombie-Britannique
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
Sexe
1,00 (0,93–1,07)
1,15 (1,09–1,20) *
1,39 (1,35–1,45) *
1,62 (1,43–1,85)*
Femmes
1,06 (1,02–1,10)*
1,19 (1,14–1,24)*
1,17 (1,10–1,24)*
1,34 (1,16–1,54)*
Hommes
1,72 (1,47–2,02)*
1,30 (1,16–1,45)*
1,12 (1,03–1,22)*
4,49 (3,51–5,73)*
Femmes
1,69 (1,44–1,98)*
1,44 (1,30–1,59)*
1,24 (1,15–1,35)*
2,85 (2,14–3,80)*
Hommes
0,91 (0,78–1,06)
1,01 (0,93–1,11)
1,31 (1,21–1,41)*
2,40 (2,06–2,79)*
Femmes
0,87 (0,75–1,00)
0,88 (0,81–0,96)*
1,11 (1,04–1,20)*
1,53 (1,28–1,83)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
34
Tableau A5
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies du système respiratoire,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle‑Écosse, 2001-2002, et Colombie‑Britannique, 2000-2001
Hommes
ZIM forte
Femmes
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Maladie du système respiratoire (460-519)a
Ontario
0,71
(0,70–0,71)*
0,68
(0,67–0,68)*
0,65
(0,65–0,66)*
0,58
(0,57–0,59)*
0,79
(0,79–0,79)*
0,74
(0,74–0,75)*
0,71
(0,71–0,72)*
0,59
(0,58–0,60)*
Nouvelle-Écosse
1,15
(1,13–1,17)*
1,01
(1,01–1,02)*
0,94
(0,94–0,95)*
0,96
(0,92–1,00)*
1,17
(1,16–1,18)*
1,05
(1,04–1,05)*
0,96
(0,95–0,96)*
0,97
(0,94–1,00)*
Colombie-Britannique
0,63
(0,60–0,66)*
0,82
(0,80–0,84)*
0,64
(0,62–0,65)*
0,75
(0,70–0,81)*
0,70
(0,67–0,73)*
0,94
(0,92–0,96)*
0,69
(0,67–0,71)*
0,97
(0,91–1,03)
Ontario
0,70
(0,69–0,71)*
0,74
(0,73–0,75)*
0,79
(0,78–0,81)*
0,69
(0,34–0,74)*
0,82
(0,81–0,83)*
0,84
(0,83–0,85)*
0,88
(0,86–0,90)*
0,56
(0,51–0,60)*
Nouvelle-Écosse
1,05
(0,99–1,12)
0,83
(0,81–0,86)*
0,82
(0,80–0,84)*
0,78
(0,66–0,92)*
1,13
(1,07–1,19)*
0,83
(0,81–0,86)*
0,83
(0,81–0,85)*
0,76
(0,66–0,88)*
Asthme (493)a
Maladie pulmonaire chronique obstructive (490-492, 496)a
Colombie-Britannique
0,77
(0,74–0,81)*
0,87
(0,84–0,89)*
0,90
(0,88–0,93)*
1,21
(1,14–1,28)*
0,78
(0,75–0,82)*
0,93
(0,90–0,95)*
0,96
(0,93–0,98)*
1,33
(1,23–1,41)*
Nouvelle-Écosse
1,58
(1,50–1,66)*
1,34
(1,30–1,37)*
1,01
(0,98–1,03)
1,22
(1,08–1,39)*
1,19
(1,12–1,26)*
1,34
(1,31–1,38)*
1,03
(1,01–1,06)*
1,35
(1,21–1,50)*
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle‑Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie Britannique, 2000-2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A6
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies du système respiratoire,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie‑Britannique, 2001-2002
Province
Ontario
Nouvelle-Écosse
Colombie-Britannique
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
1,20 (1,13–1,28)*
1,45 (1,39–1,50)*
1,72 (1,67–1,77)*
2,32 (2,10–2,56)*
Femmes
1,21 (1,16–1,26)*
1,49 (1,43–1,56)*
1,88 (1,78–1,99)*
2,97 (2,67–3,30)*
Hommes
1,27 (1,09–1,48)*
1,18 (1,08–1,30)*
1,31 (1,22–1,40)*
3,00 (2,35–3,82)*
Femmes
0,93 (0,76–1,13)
1,08 (0,97–1,20)
1,23 (1,14–1,33)*
3,69 (2,91–4,68)*
Hommes
0,88 (0,78–1,00)*
0,96 (0,89–1,03)
1,71 (1,62–1,81)*
1,47 (1,26–1,72)*
Femmes
0,87 (0,74–1,01)
1,02 (0,93–1,10)
1,99 (1,88–2,11)*
1,95 (1,65–2,30)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
35
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau A7
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies de l’appareil locomoteur et du tissu conjonctif,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle‑Écosse, 2001-2002, et Colombie‑Britannique, 2000-2001
Hommes
ZIM
modérée
ZIM forte
Femmes
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Maladie de l’appareil locomoteur et du tissu conjonctif (710-739)a
Ontario
0,92
(0,91–0,92)*
1,00
(0,99–1,00)
0,98
(0,97–0,99)*
0,95
(0,92–0,97)*
0,91
(0,90–0,91)
0,92
(0,91–0,92)*
0,89
(0,89–0,90)*
1,02
(1,00–1,04)
Nouvelle-Écosse
0,97
(0,95–0,99)*
0,99
(0,98–1,00)
0,89
(0,88–0,90)*
0,87
(0,83–0,92)*
1,05
(1,03–1,06)*
1,03
(1,02–1,03)*
0,88
(0,87–0,88)*
0,93
(0,90–0,96)*
Colombie-Britannique
1,09
(0,99–1,19)
1,56
(1,49–1,64)*
0,93
(0,88–0,98)*
1,79
(1,60–2,00)*
1,06
(1,00–1,13)*
1,42
(1,38–1,46)*
1,16
(1,13–1,20)*
2,48
(2,33–2,63)*
Nouvelle-Écosse
1,38
(1,20–1,59)*
1,11
(1,03–1,21)*
0,89
(0,83–0,95)*
0,60
(0,37–0,97)*
1,10
(1,00–1,22)
1,08
(1,03–1,14)*
0,90
(0,87–0,94)*
1,00
(0,79–1,25)
Colombie-Britannique
0,73
(0,69–0,78)*
1,06
(1,03–1,09)*
0,80
(0,78–0,83)*
1,20
(1,12–1,29)*
0,83
(0,79–0,86)*
1,09
(1,07–1,12)*
0,81
(0,79–0,83)*
1,31
(1,24–1,39)*
Nouvelle-Écosse
1,14
(1,05–1,23)*
0,96
(0,92–1,00)
0,84
(0,81–0,87)*
1,00
(0,83–1,22)
1,15
(1,07–1,23)*
1,02
(0,98–1,06)
0,94
(0,91–0,97)*
0,99
(0,85–1,16)
1,05
(1,03–1,07)*
1,20
(1,14–1,27)*
0,95
(0,94–0,95)*
0,97
(0,96–0,99)*
0,94
(0,92–0,95)*
1,39
(1,33–1,44)*
Arthrite rhumatoïde (714)a
Ostéoarthrite (715)a
Arthrite rhumatoïde et ostéoarthrite combinées (714-715)a
1,07
(1,06–1,09)*
Ontario
1,16
(1,15–1,18)*
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie‑Britannique, 2000-2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A8
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies de l’appareil locomoteur et du tissu conjonctif,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie‑Britannique, 2001-2002
Province
Ontario
Nouvelle-Écosse
Colombie-Britannique
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
Sexe
1,31 (1,20–1,42)*
1,40 (1,33–1,48)*
1,76 (1,69–1,84)*
1,69 (1,42–2,00)*
Femmes
1,16 (1,10–1,22)*
1,40 (1,33–1,48)*
1,66 (1,55–1,78)*
1,93 (1,65–2,26)*
Hommes
1,32 (1,05–1,66)*
1,16 (1,00–1,34)*
0,98 (0,87–1,10)
3,95 (2,83–5,52)*
Femmes
1,45 (1,14–1,83)*
1,19 (1,03–1,39)*
1,06 (0,94–1,20)
5,35 (3,99–7,18)*
Hommes
1,10 (0,93–1,30)
1,35 (1,24–1,49)*
1,54 (1,42–1,67)*
1,71 (1,38–2,10)*
Femmes
1,13 (0,96–1,34)
1,20 (1,09–1,32)*
1,81 (1,68–1,96)*
2,46 (2,04–2,97)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
36
Tableau A9
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour traumatisme ou intoxication,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle‑Écosse, 2001-2002
Hommes
ZIM
modérée
ZIM forte
Femmes
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Traumatisme et intoxication (802-894, 977-998 et 959)a
Ontario
0,98
(0,98–0,99)*
1,10
(1,09–1,10)*
1,15
(1,14–1,16)*
1,17
(1,15–1,20)*
0,94
(0,94–0,95)*
1,01
(1,00–1,02)*
1,06
(1,05–1,07)*
1,23
(1,20–1,26)*
Nouvelle-Écosse
1,19
(1,16–1,23)*
1,18
(1,16–1,19)*
1,08
(1,06–1,09)*
1,21
(1,14–1,28)*
1,22
(1,19–1,25)*
1,11
(1,09–1,12)*
0,98
(0,97–0,99)*
0,96
(0,90–1,03)
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A10
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour traumatisme ou intoxication,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie‑Britannique, 2001-2002
Province
Sexe
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
1,31 (1,24–1,39)*
1,52 (1,46–1,58)*
1,94 (1,88–2,00)*
2,46 (2,22–2,73)*
Femmes
1,25 (1,20–1,30)*
1,48 (1,41–1,54)*
1,90 (1,80–2,00)*
3,19 (2,88–3,53)*
Hommes
1,15 (0,96–1,39)
1,30 (1,17–1,44)*
1,09 (1,00–1,19)*
2,06 (1,46–2,91)*
Hommes
Ontario
Nouvelle-Écosse
Colombie-Britannique
Femmes
1,32 (1,08–1,62)*
1,29 (1,14–1,45)*
0,97 (0,88–1,08)
2,01 (1,36–2,98)*
Hommes
0,96 (0,86–1,07)
1,34 (1,27–1,42)*
1,96 (1,88–2,06)*
1,90 (1,68–2,15)*
Femmes
1,01 (0,89–1,14)
1,21 (1,13–1,30)*
1,93 (1,83–2,04)*
2,23 (1,94–2,56)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
Tableau A11
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle-Écosse, 2001-2002 et Colombie‑Britannique, 2000-2001
Hommes
Femmes
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Ontario
0,64
(0,63–0,64)*
0,65
(0,65–0,66)*
0,60
(0,59–0,60)*
Nouvelle-Écosse
0,75
(0,73–0,78)*
0,84
(0,83–0,85)*
Colombie-Britannique
0,49
(0,48–0,51)*
Nouvelle-Écosse
0,80
(0,75–0,86)*
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
0,54
(0,53–0,56)*
0,74
(0,74–0,74)*
0,70
(0,70–0,71)*
0.69
(0,69–0,70)*
0,50
(0,49–0,51)*
0,70
(0,69–0,71)*
0,88
(0,82–0,94)*
0,94
(0,92–0,95)*
0,89
(0,88–0,90)*
0,73
(0,72–0,74)*
0,80
(0,76–0,84)*
0,78
(0,77–0,79)*
0,50
(0,49–0,51)*
0,54
(0,51–0,56)*
0,59
(0,58–0,60)*
0,84
(0,83–0,85)*
0,59
(0,58–0,59)*
0,64
(0,62–0,66)*
0,72
(0,70–0,75)*
0,69
(0,67–0,71)*
0,69
(0,59–0,82)*
0,96
(0,92–1,00)
0,74
(0,73–0,76)*
0,71
(0,70–0,72)*
0,75
(0,68–0,82)*
Troubles mentaux (290-319)a
Dépression (296.2, 296.3, 300.4, 311)a
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse, 2001–2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie‑Britannique, 2000-2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
37
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tableau A12
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour troubles mentaux,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie‑Britannique, 2001-2002
Province
Sex
Ontario
Nouvelle-Écosse
Colombie-Britannique
ZIM faible
ZIM nulle
Hommes
0,82 (0,75–0,90)*
ZIM forte
1,54 (1,46–1,61)*
ZIM modérée
1,99 (1,92–2,07)*
2,79 (2,47–3,15)*
Femmes
0,82 (0,78–0,87)*
1,54 (1,46–1,61)*
1,99 (1,88–2,12)*
2,79 (2,46–3,16)*
Hommes
0,84 (0,65–1,11)
0,81 (0,68–0,96)*
1,37 (1,23–1,53)*
3,69 (2,58–5,29)*
Femmes
0,83 (0,62–1,11)
0,83 (0,70–0,98)*
1,24 (1,11–1,38)*
7,56 (5,97–9,58)*
Hommes
0,62 (0,52–0,73)*
1,21 (1,12–1,30)*
1,52 (1,42–1,62)*
1,65 (1,40–1,94)*
Femmes
0,63 (0,53–0,74)*
0,98 (0,91–1,07)
1,69 (1,60–1,80)*
1,76 (1,49–2,08)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A13
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour maladies du système nerveux ou des organes sensoriels,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario et Nouvelle‑Écosse, 2001-2002 et Colombie‑Britannique, 2000-2001
Hommes
ZIM forte
ZIM
modérée
Femmes
ZIM faible
ZIM nulle
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Maladies du système nerveux et des organes sensoriels (320-389)a
Ontario
0,83
(0,82–0,83)*
0,83
(0,82–0,83)*
0,78
(0,78–0,79)*
0,78
(0,76–0,80)*
0,87
(0,86–0,87)*
0,84
(0,84–0,85)*
0,84
(0,83–0,84)*
0,87
(0,85–0,89)*
Nouvelle-Écosse
0,97
(0,95–0,99)*
1,01
(1,00–1,03)*
0,97
(0,96–0,97)*
0,85
(0,80–0,89)*
0,99
(0,97–1,01)
1,06
(1,05–1,06)*
0,97
(0,97–0,98)*
0,92
(0,88–0,95)*
Maladie d’Alzheimer/troubles démentiels (331)a
Colombie-Britannique
0,47
(0,34–0,64)*
1,43
(1,27–1,60)*
0,77
(0,94–0,88)*
0,73
(0,50–1,08)
1,18
(1,02–1,37)*
1,73
(1,61–1,87)*
0,82
(0,74–0,91)*
0,62
(0,45–0,86)*
Nouvelle-Écosse
0,83
(0,54–1,29)
1,09
(0,90–1,33)
0,74
(0,62–0,88)*
2,11
(1,13–3,95)*
1,08
(0,73–1,58)
1,22
(1,02–1,46)*
0,84
(0,72–0,98)*
1,66
(0,86–3,18)
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie‑Britannique, 2000-2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Codes de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Maladies chroniques et blessures au Canada – Vol 31, supplément 1, automne 2011
38
Tableau A14
Risques relatifs de congé d’hôpital (normalisé selon l’âge) pour maladies du système nerveux ou des organes sensoriels,
selon le lieu de résidence et le sexe, Ontario, Nouvelle‑Écosse et Colombie-Britannique, 2001-2002
Province
Sex
Ontario
Hommes
ZIM forte
ZIM modérée
ZIM faible
ZIM nulle
1,03 (0,89–1,19)
1,44 (1,32–1,57)*
1,72 (1,61–1,84)*
2,00 (1,56–2,56)*
Femmes
1,16 (1,06–1,26)*
1,63 (1,49–1,77)*
2,07 (1,86–2,31)*
1,68 (1,25–2,25)*
Nouvelle-Écosse
Hommes
1,61 (1,23–2,11)*
1,21 (1,01–1,46)*
1,07 (0,92–1,24)
7,40 (5,38–10,2)*
Femmes
1,48 (1,09–2,00)*
1,23 (1,02–1,49)*
1,18 (1,02–1,37)*
4,61 (3,05–6,97)*
Colombie-Britannique
Hommes
0,78 (0,61–0,99)*
1,03 (0,91–1,17)
1,49 (1,34–1,65)*
1,54 (1,17–2,02)*
Femmes
0,85 (0,66–1,11)
1,01 (0,87–1,16)
1,66 (1,49–1,85)*
2,80 (2,21–3,56)*
Source des données : Base de données sur la morbidité hospitalière, 2001-2002, Institut canadien d’information sur la santé.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
Tableau A15
Risques relatifs de consultation chez le médecin (normalisée selon l’âge) pour diabète, selon le lieu de résidence et le sexe,
Ontario et Nouvelle‑Écosse, 2001-2002, et Colombie‑Britannique, 2000-2001
Hommes
Femmes
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
Colombie-Britannique
0,63
(0,60–0,65)*
0,74
(0,73–0,76)*
0,72
(0,70–0,73)*
Ontario
0,86
(0,86–0,87)*
0,86
(0,85–0,87)*
Nouvelle-Écosse
1,31
(1,27–1,36)*
0,91
(0,89–0,93)*
ZIM forte
ZIM
modérée
ZIM faible
ZIM nulle
1,18
(1,14–1,22)*
0,73
(0,71–0,76)*
0,76
(0,75–0,78)*
0,84
(0,82–0,85)*
1,35
(1,30–1,41)*
0,93
(0,92–0,94)*
1,57
(1,52–1,62)*
0,93
(0,92–0,94)*
1,00
(0,99–1,01)
0,98
(0,97–1,00)*
2,11
(2,05–2,17)*
0,89
(0,88–0,91)*
1,21
(1,11–1,32)*
1,35
(1,29–1,41)*
1,08
(1,05–1,11)*
1,01
(0,99–1,03)
1,66
(1,53–1,79)*
Diabète (250)a
Sources des données : Base de données sur la facturation des médecins de la Nouvelle-Écosse, 2001-2002; Base de données sur la facturation des médecins de l’Ontario, 2001-2002;
Régime des services médicaux de la Colombie‑Britannique, 2000-2001.
Abréviations : AR, agglomération de recensement; RMR, région métropolitaine de recensement; CIM-9, Classification statistique internationale des maladies, traumatismes et causes de décès,
neuvième édition; ZIM, zone d’influence métropolitaine.
a
Code de diagnostic de la CIM-9.
* Statistiquement significatif à p < 0,05; le groupe de référence est la RMR-AR (risque = 1,00).
39
Vol 31, supplément 1, automne 2011 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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Maladies chroniques
et blessures au Canada
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Rédactrice scientifique adjointe
Comité de rédaction de MCBC
Lesley Doering, M.T.S.
Agence de la santé publique du Canada
Robert Geneau, Ph. D.
Agence de la santé publique du Canada
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University of Calgary
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Agence de la santé publique du Canada
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Statistique Canada
Maladies chroniques et blessures au
Canada (MCBC) est une revue scientifique
trimestrielle mettant au point les données
probantes actuelles sur la préven­tion et la lutte
contre les maladies chroniques (c.-à-d. non
transmissibles) et les traumatismes au Canada.
Selon une formule unique et depuis 1980, la
revue publie des articles soumis à l’exa­men
par les pairs des auteurs et provenant des
secteurs tant public que privé et comprenant
des recherches effectuées dans des domaines
tels que l’épidémiologie, la santé publique ou
communautaire, la biostatistique, les sciences
du comportement, et l’économie ou les services
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soumis à l’examen par les pairs des auteurs;
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Maladies chroniques
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Maladies chroniques et blessures au Canada
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clés, de préférence choisis parmi les mots clés MeSH
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des observations au sujet d’articles récemment parus
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missibles et les traumatismes au Canada. Ce champ
sollicitent d’habitude (500–1 300 mots), mais les
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d’intérêt peut englober les recherches effectuées
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bution scientifique majeure, les auteurs doivent
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mentionner dans la lettre d’accompagnement qu’ils
publique ou communautaire, la biostatistique, les
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sciences du comportement, et l’économie ou les
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services de la santé. La revue s’efforce de stimuler
de la rédaction, Maladies chroniques et blessures
la communication au sujet des maladies chroniques
au
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et des traumatismes entre les professionnels en santé
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publique, les épidémiologistes et chercheurs, et
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suivants : valeur scientifique, pertinence sur le plan
en général (à l’exception de la section sur les
trois premiers et « et collab. » s’il y en a plus) et
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illustrations) les « Exigences uniformes pour les
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tion personnelle citée en référence
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contenu de leurs articles, et les opinions exprimées ne
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auteurs, elle doit indiquer que tous les auteurs ont pris
les figures sur des pages distinctes et dans un (des)
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connaissance de la version finale du document, l’ont
fichier(s) différent(s) de celui du texte (ne les
mots (sans compter le résumé, les tableaux, les figures
approuvée et ont satisfait aux critères applicables à
intégrez pas dans le corps du texte). Ils doivent être
et la liste de références). Il peut s’agir de travaux de
la paternité de l’œuvre figurant dans les Exigences
aussi explicites et succincts que possible et ne pas
recherche originaux, de rapports de surveillance, de
uniformes et elle doit également comporter un énoncé
être trop nombreux. Numérotez-les dans l’ordre de
méta-analyses, ou de documents de méthodologie.
en bonne et due forme faisant état de toute publica­
leur apparition dans le texte, et mettez les ren­
tion (ou soumission pour publication) antérieure
seignements complémentaires comme notes au bas
ou supplémentaire.
du tableau, identifiées par des lettres minus­cules en
de MCBC ni celles de l’Agence de la santé publique
Rapport de la situation : Description des pro­
leurs références.
Tableaux et figures : Seulement les graphiques
grammes, des études ou des systèmes d’informa­
exposants, selon l’ordre alphabétique. Pré­sentez les
tion ayant trait à la santé publique canadienne
Première page titre : Titre concis avec les noms
figures sous forme de graphiques, diagrammes ou
(maxi­mum de 3 000 mots). Sans résumé.
complets de tous les auteurs avec leur affiliation, le
modèles (pas d’images), précisez le logiciel utilisé
nom de l’auteur chargé de la correspondance, son
et fournissez les titres et les notes de bas de page
Rapport de conférence/d’atelier : Résumés
adresse postale et son adresse de courrier électronique,
sur une page séparée.
d’événements d’envergure récents ayant des liens
son numéro de téléphone et son numéro de télécop-
avec la santé publique nationale (ne doit pas dépasser
ieur. Le dénombrement des mots du texte et du
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tout matériel connexe, et une copie du manuscrit
Promouvoir et protéger la santé des Canadiens grâce au leadership, aux partenariats, à l’innovation et aux interventions en matière de santé publique
— Agence de la santé publique du Canada
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© Sa Majesté la Reine du Chef du Canada, représentée par le ministre de la Santé, 2011
ISSN 1925-6531
On peut consulter cette publication par voie électronique dans le site Web www.santepublique.gc.ca/mcbc
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veillance, des programmes en cours d’élaboration
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pagnement par télécopieur ou courrier à l’adresse
ou des initiatives liées à la politique en matière de
Résumé : Non structuré (un paragraphe, pas de
la santé publique, tant au niveau national que
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régio­nal (maximum de 3 000 mots). Sans résumé.
s’agit d’un article court) suivi de trois à huit mots
indiquée à la couverture avant intérieure.
MCBC
Maladies chroniques
et blessures au Canada
Volume 31 · supplément 1 · automne 2011
Dans ce volume
1
L’utilisation des services de santé dans les
régions rurales du Canada
R.W. Pong, M. DesMeules, D. Heng, C. Lagacé, J. R. Guernsey,
A. Kazanjian, D. Manuel, J. R. Pitblado, R. Bollman, I. Koren,
M.P. Dressler, F. Wang, W. Luo
32
Annexe 1 – Glossaire
33
Annexe 2 – Profils provinciaux par maladie :
tableaux détaillés
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