Recherche quantitative originale – Tendances des taux d’incidence des maladies chroniques d’après le Système canadien de surveillance des maladies chroniques

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Correspondance : Lisa M. Lix, Département des sciences de la santé communautaire, Université du Manitoba, bureau S113, 750, avenue Bannatyne, Winnipeg (Manitoba)  R3E 0W3; tél. : 204-789-3573; téléc. : 204-789-3905; courriel : lisa.lix@umanitoba.ca

Résumé

Introduction. Le Système canadien de surveillance des maladies chroniques (SCSMC) de l’Agence de la santé publique du Canada (ASPC) produit des estimations de la prévalence et de l’incidence des maladies chroniques au sein de la population à l’aide de données administratives sur la santé. Notre projet visait à évaluer les tendances des taux d’incidence au fil du temps, car elles jouent un rôle essentiel dans la compréhension de l’évolution des risques pour la population et dans l’orientation des politiques.

Méthodologie. Nous avons obtenu les cas incidents et diagnostiqués d’asthme, de maladie pulmonaire obstructive chronique (MPOC), de diabète, d’hypertension, de cardiopathie ischémique et d’accident vasculaire cérébral (AVC) auprès de l’infobase en ligne du SCSMC pour les années 1999 à 2012. Nous avons analysé les tendances dans les estimations de l’incidence à l’échelle nationale et régionale à l’aide d’un modèle de régression binomiale négative utilisant l’année comme prédicteur linéaire. Nous avons ensuite utilisé des modèles utilisant l’année comme spline cubique restreinte pour vérifier les écarts de linéarité au moyen du test du rapport de vraisemblance. L’âge et le sexe ont été intégrés comme covariables dans tous les modèles.

Résultats. Dans les modèles où l’année a été utilisée comme prédicteur linéaire, les taux d’incidence nationaux diminuaient dans le temps pour toutes les maladies sauf le diabète et les taux d’incidence régionaux diminuaient également pour la plupart des maladies et dans la plupart des régions. Toutefois, les tests du rapport de vraisemblance ont révélé des écarts statistiquement significatifs par rapport à l’effet linéaire de l’année pour de nombreuses maladies et dans de nombreuses régions, en particulier pour l’hypertension.

Conclusion. Les estimations de l’incidence des maladies chroniques fondées sur les données du SCSMC font état d’une diminution dans le temps, mais à un taux non constant. D’autres recherches sont nécessaires pour déterminer si cette diminution est associée à des changements dans l’état de santé de la population, dans la qualité des données ou dans les pratiques médicales. De la même manière, les caractéristiques de la population susceptibles d’avoir une influence sur l’évolution des tendances de l’incidence requièrent un examen approfondi.

Mots-clés : données administratives, surveillance des maladies chroniques, analyse des tendances

Introduction

Les maladies chroniques sont les principales causes de décès et d’invalidité dans le monde^{Note de bas de page 1Note de bas de page 2Note de bas de page 3}. Au Canada, la prévalence des maladies chroniques standardisée selon l’âge, soit le nombre total de cas de maladie, a augmenté dans le temps^{Note de bas de page 4}, alors que l’incidence standardisée selon l’âge, soit le nombre de nouveaux cas, semble diminuer pour certaines maladies telles que les cardiopathies, les accidents vasculaires cérébraux (AVC) et l’asthme^{Note de bas de page 5Note de bas de page 6Note de bas de page 7Note de bas de page 8Note de bas de page 9Note de bas de page 10Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 13Note de bas de page 14Note de bas de page 15Note de bas de page 16Note de bas de page 17Note de bas de page 18}. Cet écart est attribuable au vieillissement de la population, à la croissance globale de la population canadienne ou au fait que les personnes vivent plus longtemps avec la maladie. Toutefois, les taux de mortalité par maladie n’ont pas diminué de manière constante dans le temps^{Note de bas de page 19}.

Estimer les tendances de la prévalence et de l’incidence au sein de la population peut se révéler difficile. Les enquêtes longitudinales auprès de la population peuvent offrir des données sur les cas prévalents et incidents, mais elles coûtent trop cher pour être menées régulièrement et elles sont sujettes à l’attrition, ce qui peut entraîner des inexactitudes dans l’estimation des tendances. De plus, les données d’enquête ne fournissent pas toujours les dates pertinentes pour déterminer l’apparition de la maladie, comme la date du premier diagnostic ou la date du traitement.

Les données administratives sur la santé qui contiennent de l’information sur le diagnostic des maladies, comme les dossiers de services des hôpitaux et des médecins (c.-à-d. la facturation), sont recueillies régulièrement, et sont de ce fait moins coûteuses à collecter et plus à jour que les données des études pour estimer les tendances des taux de prévalence et d’incidence^{Note de bas de page 20}. Toutefois, les changements apportés aux méthodes de collecte des données, aux systèmes de codage et de classification ainsi qu’aux pratiques cliniques et de facturation applicables aux maladies chroniques peuvent également affecter l’exactitude des estimations longitudinales de ces tendances. De plus, l’exhaustivité de la saisie des dossiers administratifs pour l’ensemble de la population peut changer au fil du temps, ce qui est susceptible d’entraîner des biais de sélection. Au Canada, par exemple, les dossiers de services des médecins de Terre-Neuve-et-Labrador ne contiennent pas systématiquement de données sur les patients des médecins qui ne facturent pas à l’acte, ce qui affecte de manière disproportionnée la disponibilité de l’information diagnostique pour les populations rurales^{Note de bas de page 21}.

L’une des utilisations courantes des données administratives sur la santé au Canada pour la surveillance des maladies chroniques repose sur le Système canadien de surveillance des maladies chroniques (SCSMC)^{Note de bas de page 22}. Le SCSMC^{Note de bas de page 23} a été créé en 2009 pour faciliter la collecte des données et la production d’estimations nationales standardisées de la prévalence, de l’incidence et des résultats sur la santé de diverses maladies chroniques diagnostiquées. Il est issu du Système national de surveillance du diabète (SNSD), qui avait été mis sur pied en 1999 à titre de réseau collaboratif des systèmes de surveillance du diabète des provinces et des territoires, avec l’appui de Santé Canada, puis de l’Agence de la santé publique du Canada (ASPC)^{Note de bas de page 24}.

En 2016 est né le Groupe de travail sur la qualité des données du SCSMC^{Note de bas de page 22}. Ce groupe effectue des études ponctuelles sur la qualité des données et examine pour cela l’information provenant de sources variées, en particulier les études de validation des définitions de cas et les rapports sur les changements apportés aux pratiques de codage des données par le personnel administratif des provinces et des territoires. Les estimations des tendances de l’incidence et de la prévalence sont également partiellement utilisées pour évaluer la qualité des données^{Note de bas de page 25}. Les tendances longitudinales sont en effet potentiellement influencées par les changements dans la qualité des données, et pas simplement par les véritables changements touchant la santé de la population. En cas de changements inattendus ou inexpliqués dans les tendances, on peut alors effectuer des enquêtes de suivi sur la qualité des données.

À ce jour, peu d’études, voire aucune, ont vérifié si les tendances des taux d’incidence des maladies chroniques du SCSMC ont évolué. Notre étude visait à évaluer ces tendances pour plusieurs maladies chroniques à l’échelle nationale et à l’échelle provinciale ou régionale dans le SCSMC et à déterminer si ces tendances sont mieux saisies par l’utilisation d’un effet linéaire de temps.

Méthodologie

Source de données

Les données ont été obtenues à partir de l’infobase en ligne du SCSMC pour plusieurs exercices financiers entre 1999 et 2012, soit les plus récentes dont nous disposions au moment de l’analyse^{Note de bas de page 26}. L’infobase présente les méthodes du SCSMC et les règles utilisées pour repérer les cas de maladies chroniques dans les bases de données administratives. Nous avons centré nos efforts sur les cas incidents de maladie, car cette information n’est souvent pas disponible dans les données d’enquête et constitue une mesure clé du risque de maladie au sein de la population. Nous avons sélectionné les données sur l’incidence pour l’asthme (population de 1 an et plus, 2000-2012), la maladie pulmonaire obstructive chronique (MPOC; 35 ans et plus, 2000-2012), le diabète (1 an et plus, 2000-2012), l’hypertension (20 ans et plus, 1999-2012), la cardiopathie ischémique (20 ans et plus, 1999-2012) et l’accident vasculaire cérébral (AVC; 20 ans et plus, 2003-2012). Le Groupe de travail sur la qualité des données a choisi ces maladies parce qu’elles sont censées présenter des tendances de formes et d’orientations différentes : étant donné qu’elles touchent différents systèmes et appareils de l’organisme, elles sont peu susceptibles d’évoluer de concert. Nous avons obtenu des données pour les régions suivantes : Colombie-Britannique, Alberta, Saskatchewan, Manitoba, Ontario, Québec et Canada atlantique (Nouveau-Brunswick, Terre-Neuve, Nouvelle-Écosse et Île-du-Prince-Édouard). Les données du Nord du Canada ont été exclues en raison des faibles taux d’événements et des difficultés pratiques relatives à la modélisation des tailles de cellules éparses. Les taux d’incidence ont été regroupés par groupe d’âge et par sexe. Les données du SCSMC sont mises à la disposition du public par groupe d’âge de cinq ans ou par groupe d’âge tout au long de la vie : pour cette analyse, nous avons utilisé les groupes d’âge de cinq ans.

Analyse statistique

Nous avons calculé les taux d’incidence pour 1 000 habitants en divisant le nombre de nouveaux cas de maladie au cours d’une année par la population totale à risque à la fin de l’exercice financier (c.-à-d. le 31 mars). Nous avons ensuite standardisé ces taux selon l’âge à l’aide des données de population du Recensement canadien de 2011 puis nous en avons indiqué les valeurs minimale et maximale ainsi que les valeurs de la première et de la dernière années.

Nous avons ensuite analysé les données brutes sur l’incidence au moyen de modèles de régression multivariée binomiale négative. La variable de résultat était le nombre de cas incidents de maladie pour chaque année. La variable de décalage du modèle était le logarithme naturel de la population totale d’une province ou d’une région. Les covariables du modèle étaient l’année, le groupe d’âge et le sexe. Le groupe d’âge a été inclus comme covariable cubique en fonction des évaluations préliminaires de l’ajustement du modèle.

Cette étude s’est déroulée en plusieurs étapes visant à évaluer les tendances pour chaque maladie chronique et dans chaque région. Les données régionales ont également été combinées pour évaluer la tendance à l’échelle de l’ensemble du Canada pour chaque maladie chronique.

Nous avons d’abord ajusté aux données un modèle de régression binomiale négative avec l’année comme covariable linéaire. Nous avons ensuite appliqué aux données une série de modèles de régression binomiale négative dans lesquels l’année a été incluse comme spline cubique restreinte avec une base de puissances tronquées. Les splines cubiques restreintes ou splines naturelles sont contraintes à être linéaires au-delà des limites des premier et dernier nœuds. Les splines sont également contraintes à avoir des dérivées première et seconde continues à chaque nœud, c’est-à-dire à chaque endroit où les fonctions polynomiales par morceaux se rejoignent^{Note de bas de page 27}, aboutissant à une fonction souple et lisse. L’ajustement d’une spline cubique restreinte aux données nous a permis d’analyser la linéarité sans formuler d’hypothèses relatives à la forme globale des données.

Trois modèles différents de spline cubique restreinte ont été ajustés aux données : l’année comme spline cubique restreinte avec cinq nœuds, l’année comme spline cubique restreinte avec quatre nœuds et l’année comme spline cubique restreinte avec trois nœuds. L’utilisation de plus de cinq nœuds dans une spline cubique restreinte est rarement nécessaire pour offrir un bon ajustement aux données^{Note de bas de page 28} et l’utilisation de moins de trois nœuds équivaut à modéliser le prédicteur comme terme cubique dans le modèle. Les nœuds ont été placés à des quantiles espacés régulièrement conformément aux recommandations de Harrell^{Note de bas de page 27}.

Nous avons utilisé le critère d’information d’Akaike (AIC)^{Note de bas de page 29} pour déterminer quel modèle de spline cubique restreinte était le mieux ajusté aux données, puis nous avons utilisé un test du rapport de vraisemblance pour déterminer si le modèle avec l’année comme spline cubique restreinte était significativement mieux ajusté aux données que le modèle avec l’année comme effet linéaire. Nous avons évalué la signification statistique à l’aide de la valeur nominale α = 0,05.

Nous avons effectué les analyses statistiques à l’aide du logiciel R, version 3.4.3 (R Foundation for Statistical Computing, Vienne). Nous avons utilisé les fonctions de base et les progiciels Modern Applied Statistics with S (MASS) et Regression Modeling Strategies (rms).

Résultats

Le tableau 1 présente les estimations des taux d’incidence standardisés selon l’âge pour 1 000 habitants pour chaque maladie chronique et dans chaque région. Ces taux sont fournis pour les première et dernière années de disponibilité des données. Nous avons également intégré au tableau les estimations minimales et maximales de ces taux et leurs années respectives.

Tableau 1. Estimations des taux d’incidence standardisés selon l’âge (pour 1 000 habitants), stratifiées par maladie chronique et par région

Région	Mesure	Asthme		MPOC		Diabète		Hypertension		Cardiopathie ischémique		AVC
		Taux (pour 1 000)	Année	Taux (pour 1 000)	Année	Taux (pour 1 000)	Année	Taux (pour 1 000)	Année	Taux (pour 1 000)	Année	Taux (pour 1 000)	Année
Canada	Première année	8,94	2000	12,03	2000	6,60	2000	31,88	1999	12,99	1999	3,83	2003
	Dernière année	4,74	2012	8,81	2012	6,17	2012	22,29	2012	6,80	2012	2,97	2012
	Taux minimal	4,74	2012	8,81	2012	6,17	2012	22,29	2012	6,80	2012	2,97	2012
	Taux maximal	8,94	2000	12,03	2000	7,60	2006	32,81	2000	12,99	1999	3,83	2003
Atlantique	Première année	7,87	2000	13,61	2000	7,51	2000	35,51	1999	13,30	1999	3,82	2003
	Dernière année	3,96	2012	10,45	2012	7,05	2012	26,60	2012	6,93	2012	2,89	2012
	Taux minimal	3,96	2012	10,45	2012	6,97	2008	26,60	2012	6,93	2012	2,89	2012
	Taux maximal	7,87	2000	13,61	2000	8,01	2006	38,11	2002	13,30	1999	3,82	2003
Québec	Première année	9,11	2000	14,37	2000	6,12	2000	31,92	1999	14,38	1999	3,56	2003
	Dernière année	4,44	2012	7,03	2012	5,33	2012	18,61	2012	7,34	2012	2,68	2012
	Taux minimal	4,44	2012	7,03	2012	5,33	2012	18,61	2012	7,34	2012	2,67	2011
	Taux maximal	9,11	2000	14,37	2000	6,12	2000	32,02	2000	14,38	1999	3,56	2003
Ontario	Première année	10,10	2000	11,04	2000	6,53	2000	31,09	1999	13,25	1999	4,00	2003
	Dernière année	5,27	2012	8,59	2012	5,91	2012	20,73	2012	6,46	2012	3,00	2012
	Taux minimal	5,27	2012	8,59	2012	5,91	2012	20,73	2012	6,46	2012	3,00	2012
	Taux maximal	10,10	2000	11,04	2000	8,44	2006	32,22	2000	13,25	1999	4,00	2003
Manitoba	Première année	8,34	2000	13,76	2000	6,79	2000	29,83	1999	10,73	1999-2000	4,43	2003
	Dernière année	6,81	2012	8,59	2012	8,21	2012	28,26	2012	6,34	2010-2012	3,25	2012
	Taux minimal	5,56	2011	8,59	2012	6,32	2008	28,26	2012	6,34	2010-2012	3,25	2012
	Taux maximal	8,34	2000	13,76	2000	8,21	2012	31,87	2003	10,73	1999-2000	4,43	2003
Saskatchewan	Première année	8,18	2000	10,39	2000	5,91	2000	30,57	1999	11,78	1999	4,24	2003
	Dernière année	4,72	2012	9,25	2012	6,40	2012	25,43	2012	6,80	2012	3,07	2012
	Taux minimal	4,72	2012	9,11	2011	5,91	2000	25,43	2012	6,80	2012	3,07	2012
	Taux maximal	8,18	2000	10,75	2007	7,29	2006	36,56	2002	11,78	1999	4,24	2003
Alberta	Première année	9,06	2000	11,90	2000	6,38	2000	32,78	1999	11,96	1999	3,81	2003
	Dernière année	5,41	2012	10,46	2012	6,23	2012	27,80	2012	7,14	2012	3,10	2012
	Taux minimal	5,41	2012	10,22	2008	6,16	2003	27,80	2012	7,14	2012	3,10	2012
	Taux maximal	9,06	2000	11,90	2000	6,99	2009	34,75	2001	11,96	1999	3,89	2004
Colombie-Britannique	Première année	7,32	2000	9,17	2000	6,22	2000	28,03	1999	10,03	1999	3,48	2003
	Dernière année	4,81	2012	10,15	2012	6,51	2012	21,84	2012	6,18	2012	3,18	2012
	Taux minimal	4,81	2012	7,92	2006	6,22	2000	21,84	2012	6,18	2012	3,18	2012
	Taux maximal	7,32	2000	12,83	2009	7,97	2009	33,25	2006	10,03	1999	3,52	2004
Abréviations : AVC, accident vasculaire cérébral; MPOC, maladie pulmonaire obstructive chronique. Remarques : Données extraites en août 2018. Les estimations de taux sont présentées seulement pour la première et la dernière années. Les valeurs minimales et maximales au cours de la période d’observation sont également présentées.

Pour l’ensemble du Canada, la première année et la dernière année des estimations disponibles coïncident avec respectivement la valeur la plus élevée et la valeur la plus faible pour l’asthme, la MPOC, la cardiopathie ischémique et l’AVC. Le taux estimé d’incidence standardisé selon l’âge pour le diabète a d’abord augmenté, passant de 6,60 pour 1 000 habitants en 2000 à 7,60 pour 1 000 habitants en 2006 (période d’observation de la première année de l’étude), puis a diminué pour atteindre 6,17 pour 1 000 habitants en 2012, ce qui correspond à la fois à la dernière année et au taux le plus bas observé. Le taux d’incidence standardisé selon l’âge pour l’hypertension a atteint un pic à 32,81 pour 1 000 habitants en 2000, soit 0,93 pour 1 000 habitants de plus que la première année (1999), avant de tomber à 22,29 pour 1 000 habitants au cours de la dernière année et année au taux le plus bas (2012). Les taux annuels bruts dans chaque région et pour chaque maladie sont disponibles sur demande auprès des auteurs.

Le tableau 2 présente les effets estimés de l’année en tant que covariable linéaire continue dans les modèles de régression multivariée binomiale négative dans chaque région et pour chaque maladie chronique. Les estimations indiquent la variation moyenne du taux d’incidence par année, après prise en compte de l’âge et du sexe. Pour l’ensemble du Canada, les taux d’incidence ont affiché une diminution statistiquement significative dans le temps pour l’asthme (−0,05; p < 0,001), la MPOC (−0,02; p < 0,001), l’hypertension (−0,02; p < 0,001), la cardiopathie ischémique (−0,04; p < 0,001) et l’AVC (−0,02; p < 0,001). En revanche, nous n’avons pas observé d’effet linéaire de l’année statistiquement significatif pour le diabète (0,0007; p = 0,73).

Tableau 2. Estimations des effets de l’année comme covariable linéaire continue (IC à 95 %) pour les modèles de régression binomiale négative, stratifiées par maladie chronique et par région

Maladie chronique	Région	Estimation (IC à 95 %)
Asthme	Canada	−0,05 (−0,06 à −0,05)Tableau 2 Note de bas de page a
	Canada atlantique	−0,06 (−0,07 à −0,05)Tableau 2 Note de bas de page a
	Québec	−0,06 (−0,07 à −0,05)Tableau 2 Note de bas de page a
	Ontario	−0,06 (−0,07 à −0,05)Tableau 2 Note de bas de page a
	Manitoba	−0,02 (−0,03 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Saskatchewan	−0,05 (−0,06 à −0,04)Tableau 2 Note de bas de page a
	Alberta	−0,05 (−0,06 à −0,04)Tableau 2 Note de bas de page a
	Colombie-Britannique	−0,03 (−0,04 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
MPOC	Canada	−0,02 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Canada atlantique	−0,02 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Québec	−0,05 (−0,06 à −0,04)Tableau 2 Note de bas de page a
	Ontario	−0,01 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Manitoba	−0,03 (−0,04 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Saskatchewan	−0,01 (−0,02 à < 0,00)Tableau 2 Note de bas de page a
	Alberta	−0,01 (−0,01 à < 0,00)Tableau 2 Note de bas de page a
	Colombie-Britannique	0,03 (0,02 à 0,03)Tableau 2 Note de bas de page a
Diabète	Canada	> 0,00 (< 0,00 à > 0,00)
	Canada atlantique	> 0,00 (< 0,00 à > 0,00)
	Québec	< 0,00 (−0,01 à > 0,00)
	Ontario	< 0,00 (−0,01 à > 0,00)
	Manitoba	0,01 (> 0,00 à 0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Saskatchewan	0,01 (> 0,00 à 0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Alberta	0,01 (> 0,00 à 0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Colombie-Britannique	0,01 (0,01 à 0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
Hypertension	Canada	−0,02 (−0,02 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Canada atlantique	−0,02 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Québec	−0,04 (−0,04 à −0,03)Tableau 2 Note de bas de page a
	Ontario	−0,03 (−0,03 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Manitoba	> 0,00 (< 0,00 à 0,01)
	Saskatchewan	−0,01 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Alberta	−0,01 (−0,01 à < 0,00)Tableau 2 Note de bas de page a
	Colombie-Britannique	−0,01 (−0,01 à < 0,00)Tableau 2 Note de bas de page a
Cardiopathie ischémique	Canada	−0,04 (−0,04 à −0,03)Tableau 2 Note de bas de page a
	Canada atlantique	−0,03 (−0,04 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Québec	−0,04 (−0,05 à −0,04)Tableau 2 Note de bas de page a
	Ontario	−0,04 (−0,05 à −0,04)Tableau 2 Note de bas de page a
	Manitoba	−0,12 (−0,15 à −0,09)Tableau 2 Note de bas de page a
	Saskatchewan	−0,04 (−0,04 à −0,04)Tableau 2 Note de bas de page a
	Alberta	−0,02 (−0,03 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Colombie-Britannique	−0,03 (−0,04 à −0,03)Tableau 2 Note de bas de page a
AVC	Canada	−0,02 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Canada atlantique	−0,02 (−0,03 à −0,02)Tableau 2 Note de bas de page a
	Québec	−0,02 (−0,03 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Ontario	−0,02 (−0,03 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Manitoba	−0,03 (−0,04 à −0,03)Tableau 2 Note de bas de page a
	Saskatchewan	−0,04 (−0,04 à −0,03)Tableau 2 Note de bas de page a
	Alberta	−0,02 (−0,02 à −0,01)Tableau 2 Note de bas de page a
	Colombie-Britannique	< 0,00 (−0,01 à 0,01)
Abréviations : AVC, accident vasculaire cérébral; MPOC, maladie pulmonaire obstructive chronique. Remarque : Les estimations sont ajustées en fonction de l’âge et du sexe. Notes de bas de page Note de bas de page 1 Statistiquement significatif à α = 0,05. Retour à la référence de la note de bas de page a

Pour ce qui est de l’effet linéaire à l’échelle régionale (tableau 2), les taux d’incidence pour l’asthme, la MPOC et la cardiopathie ischémique ont affiché des baisses statistiquement significatives dans le temps dans toutes les régions. En ce qui concerne le diabète, les estimations de l’incidence dans le temps ont augmenté de manière statistiquement significative dans les provinces de l’Ouest (Manitoba [0,009; p < 0,001], Saskatchewan [0,01; p < 0,001], Alberta [0,005; p = 0,03] et Colombie-Britannique [0,01; p < 0,001]), mais elles n’ont pas changé de manière significative dans les autres régions. Pour l’hypertension, aucun changement statistiquement significatif de l’incidence dans le temps n’a été observé au Manitoba mais les taux d’incidence ont affiché des baisses statistiquement significatives dans toutes les autres régions. Pour ce qui est de l’AVC, aucun changement statistiquement significatif de l’incidence dans le temps n’a été observé en Colombie-Britannique, à l’inverse de toutes les autres régions, qui ont affiché des baisses statistiquement significatives.

Le tableau 3 présente les résultats du test de rapport de vraisemblance, qui détermine les écarts de l’année par rapport à une tendance linéaire. Dans l’ensemble, les résultats montrent que l’année s’est écartée d’une tendance linéaire dans de nombreuses régions et pour de nombreuses maladies. L’incidence de l’AVC a montré une linéarité plus constante dans le temps, le Manitoba étant la seule région à s’écarter d’une tendance linéaire (x² = 17,2; dl = 2; p < 0,001) pour cette maladie. En revanche, l’incidence de l’hypertension a été non linéaire dans le temps dans toutes les régions, sauf au Manitoba. Pour l’ensemble du Canada, la tendance de l’incidence est de manière évidente non linéaire dans le temps pour toutes les maladies sauf la cardiopathie ischémique (p = 0,692) et l’AVC (p = 0,964). 

Tableau 3. Ajustement des modèles de régression binomiale négative avec l’année comme spline cubique limitée contenant trois, quatre et cinq nœuds et tests pour déterminer les écarts de l’année par rapport à une tendance linéaire, stratifiés par maladie chronique et par région

Maladie chronique	Région	Valeurs de l’AIC			Test pour déterminer les écarts par rapport à la tendance linéaire
		5 nœuds	4 nœuds	3 nœuds	χ2	dl	Valeur p
Asthme	Canada	7686,3	7685,2	7683,6Tableau 3 Note de bas de page a	5,2Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,023Tableau 3 Note de bas de page b
	Atlantique	2020,5	2018,6	2016,8Tableau 3 Note de bas de page a	0,2	1,0	0,694
	Québec	2386,2	2383,9Tableau 3 Note de bas de page a	2384,3	6,2Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,046Tableau 3 Note de bas de page b
	Ontario	2565,1	2564,8	2564,8Tableau 3 Note de bas de page a	3,9Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,049Tableau 3 Note de bas de page b
	Manitoba	1862,1	1861,9Tableau 3 Note de bas de page a	1864,3	31,4Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Saskatchewan	1777,6	1775,6	1773,6Tableau 3 Note de bas de page a	0,1	1,0	0,791
	Alberta	2123,0	2121,6	2120,8Tableau 3 Note de bas de page a	8,1Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,005Tableau 3 Note de bas de page b
	Colombie-Britannique	2192,8	2191,5Tableau 3 Note de bas de page a	2193,5	5,2	2,0	0,074
MPOC	Canada	4659,2Tableau 3 Note de bas de page a	4664,7	4683,8	50,2Tableau 3 Note de bas de page b	3,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Atlantique	1445,6	1445,2	1445,2Tableau 3 Note de bas de page a	0,0	1,0	0,933
	Québec	1644,3	1643,4Tableau 3 Note de bas de page a	1645,6	14,7Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Ontario	1744,5	1743,3Tableau 3 Note de bas de page a	1746,0	7,8Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,020Tableau 3 Note de bas de page b
	Manitoba	1242,9	1242,8	1241,8Tableau 3 Note de bas de page a	4,4Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,037Tableau 3 Note de bas de page b
	Saskatchewan	1238,4	1237,3	1235,9Tableau 3 Note de bas de page a	2,0	1,0	0,159
	Alberta	1420,5	1419,6	1417,6Tableau 3 Note de bas de page a	2,1	1,0	0,152
	Colombie-Britannique	1469,5Tableau 3 Note de bas de page a	1489,2	1517,7	63,1Tableau 3 Note de bas de page b	3,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
Diabète	Canada	7019,3	7017,7Tableau 3 Note de bas de page a	7019,2	30,1Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Atlantique	1832,9Tableau 3 Note de bas de page a	1836,1	1834,4	7,0	3,0	0,074
	Québec	2191,3	2190,1	2188,6Tableau 3 Note de bas de page a	2,2	1,0	0,142
	Ontario	2406,1	2404,9Tableau 3 Note de bas de page a	2407,3	45,5Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Manitoba	1677,1Tableau 3 Note de bas de page a	1677,9	1686,3	22,0Tableau 3 Note de bas de page b	3,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Saskatchewan	1640,2	1638,9Tableau 3 Note de bas de page a	1640,8	17,0Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Alberta	1920,4	1918,6	1917,7Tableau 3 Note de bas de page a	2,4	1,0	0,123
	Colombie-Britannique	1995,6Tableau 3 Note de bas de page a	1995,9	2003,0	36,1Tableau 3 Note de bas de page b	3,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
Hypertension	Canada	6606,8	6606,1	6605,3Tableau 3 Note de bas de page a	70,0Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Atlantique	1937,1	1936,8	1936,3Tableau 3 Note de bas de page a	33,3Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Québec	2245,0	2243,3	2242,2Tableau 3 Note de bas de page a	8,6Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,003Tableau 3 Note de bas de page b
	Ontario	2373,0	2371,5	2370,5Tableau 3 Note de bas de page a	34,4Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Manitoba	1770,6Tableau 3 Note de bas de page a	1771,1	1771,1	4,6	3,0	0,206
	Saskatchewan	1734,9Tableau 3 Note de bas de page a	1736,9	1739,5	55,9Tableau 3 Note de bas de page b	3,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Alberta	2066,3	2065,1Tableau 3 Note de bas de page a	2065,9	8,1Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,018Tableau 3 Note de bas de page b
	Colombie-Britannique	2086,7	2084,2Tableau 3 Note de bas de page a	2095,8	80,4Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
Cardiopathie ischémique	Canada	6213,3	6212,9	6211,0Tableau 3 Note de bas de page a	0,2	1,0	0,692
	Atlantique	2017,7	2017,1	2015,9Tableau 3 Note de bas de page a	6,9Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,008Tableau 3 Note de bas de page b
	Québec	2045,7	2044,0	2042,4Tableau 3 Note de bas de page a	2,5	1,0	0,116
	Ontario	2233,8Tableau 3 Note de bas de page a	2235,8	2234,1	5,6	3,0	0,131
	ManitobaTableau 3 Note de bas de page c	636,0	634,2	634,3Tableau 3 Note de bas de page a	4,6Tableau 3 Note de bas de page b	1,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,032Tableau 3 Note de bas de page b
	Saskatchewan	1437,2	1435,3	1433,8Tableau 3 Note de bas de page a	1,7	1,0	0,195
	Alberta	1825,7	1824,3Tableau 3 Note de bas de page a	1825,4	3,5	2,0	0,173
	Colombie-Britannique	1774,8Tableau 3 Note de bas de page a	1777,5	1778,8	14,2Tableau 3 Note de bas de page b	3,0Tableau 3 Note de bas de page b	0,003Tableau 3 Note de bas de page b
AVC	Canada	3736,4	3734,4	3732,6Tableau 3 Note de bas de page a	0,002	1,0	0,964
	Atlantique	977,8	975,7	974,3Tableau 3 Note de bas de page a	0,9	1,0	0,357
	Québec	1306,4	1304,5	1302,6Tableau 3 Note de bas de page a	0,9	1,0	0,351
	Ontario	1389,3	1387,5	1385,5Tableau 3 Note de bas de page a	1,1	1,0	0,290
	Manitoba	922,8	920,3Tableau 3 Note de bas de page a	922,4	17,2Tableau 3 Note de bas de page b	2,0Tableau 3 Note de bas de page b	< 0,001Tableau 3 Note de bas de page b
	Saskatchewan	896,6	894,8	892,9Tableau 3 Note de bas de page a	1,6	1,0	0,203
	Alberta	1051,7	1051,2	1049,3Tableau 3 Note de bas de page a	0,04	1,0	0,834
	Colombie-Britannique	1146,0	1145,1Tableau 3 Note de bas de page a	1147,2	4,2	2,0	0,120
Abréviations : AIC, critère d’information d’Akaike; AVC, accident vasculaire cérébral; MPOC, maladie pulmonaire obstructive chronique. Remarque : Modèles ajustés en fonction de l’âge et du sexe. Notes de bas de page Note de bas de page 1 Indique le modèle de spline cubique restreinte qui a été comparé au modèle avec l’année comme prédicteur linéaire. Retour à la référence de la note de bas de page a Note de bas de page 2 Statistiquement significatif à α = 0,05. Retour à la référence de la note de bas de page b Note de bas de page 3 Utilisation de 3 nœuds au lieu de 4 pour effectuer le test, compte tenu de l’amélioration limitée de l’ajustement avec 4 nœuds. Retour à la référence de la note de bas de page c

La figure 1 présente les taux d’incidence nationaux standardisés selon l’âge pour toutes les maladies et illustre ainsi la nature de la tendance à la baisse au fil du temps. L’incidence du diabète a généralement augmenté, avant de commencer à diminuer en 2009. On peut observer des variations inégales dans les taux d’incidence dans le temps pour les maladies pour lesquelles les modèles avec l’année comme spine cubique restreinte ont révélé que les données nationales ne présentaient pas d’effet linéaire de temps (p. ex. asthme, MPOC, diabète et hypertension). Par exemple, l’incidence de la MPOC présente une forme légèrement cubique, et l’incidence de l’hypertension, une forme légèrement quadratique, dans lesquelles les diminutions des taux d’incidence sont minimes au début et se renforcent avec le temps. En revanche, la cardiopathie ischémique et l’AVC présentent peu d’écart par rapport à une tendance linéaire, comme l’indiquent les résultats du modèle de spline.

Abréviations : AVC, accident vasculaire cérébral; MPOC, maladie pulmonaire obstructive chronique.

Équivalent textuel

Figure 1

Année	Incidence (pour 1000 habitants)
	Asthme	MPOC	Diabète	Hypertension	AVC	Cardiopathie ischémique
1999	N.I.	N.I.	N.I.	31,88	12,99	N.I.
2000	8,94	12,03	6,6	32,81	12,45	N.I.
2001	8,13	11,19	6,72	32,46	11,58	N.I.
2002	7,48	10,13	6,86	32,01	10,8	N.I.
2003	7,15	10,07	6,67	31,41	10,21	3,83
2004	6,88	9,9	6,99	30,59	9,67	3,76
2005	6,91	9,47	7,27	30,34	9,22	3,63
2006	6,32	9,13	7,6	29,89	8,72	3,45
2007	5,76	9,25	7,16	28,36	8,28	3,34
2008	5,57	9,58	7,06	27,34	8,01	3,27
2009	5,55	9,94	7,41	26,8	7,66	3,23
2010	5,26	9,79	6,85	25,19	7,41	3,12
2011	4,93	9,18	6,6	23,93	7,15	3,05
2012	4,74	8,81	6,17	22,29	6,8	2,97

Analyse

Dans notre étude, nous avons évalué les taux d’incidence des maladies chroniques au Canada dans le temps et déterminé si les tendances étaient mieux saisies en modélisant le temps (c.-à-d. l’année) comme effet linéaire. Les résultats des modèles à effet linéaire du temps ont montré que les taux d’incidence des maladies chroniques ont diminué lentement pour toutes les maladies, à l’exception du diabète. Toutefois, dans de nombreux cas, les possibilités de s’écarter de la linéarité ont considérablement amélioré l’ajustement du modèle. Par conséquent, pour bien comprendre les tendances de l’évolution de l’incidence des maladies chroniques à l’échelle du Canada et dans chacune des régions du pays, les chercheurs devraient envisager d’utiliser le temps comme facteur non linéaire pour résumer et expliquer les taux d’incidence des maladies chroniques.

Des études canadiennes antérieures^{Note de bas de page 4Note de bas de page 5Note de bas de page 6Note de bas de page 7Note de bas de page 8Note de bas de page 9Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 30Note de bas de page 31Note de bas de page 32Note de bas de page 33} sur les taux d’incidence des maladies chroniques ont décrit l’évolution des taux d’incidence en termes de différences absolues ou relatives entre la première année et la dernière année de la période visée par l’étude, sans tenir compte des tendances des taux dans l’intervalle. Deux études qui portent sur les taux d’incidence du diabète de type I^{Note de bas de page 15} et du diabète de type II^{Note de bas de page 16} en Colombie-Britannique font cependant exception. Ces études ont analysé la variation annuelle globale en pourcentage des taux d’incidence et ont fait ressortir les années au cours desquelles les taux ont changé de manière significative. Les deux études ont conclu que l’évolution des taux d’incidence du diabète n’a pas été constante dans le temps et ne peut pas être décrite de manière exhaustive sous forme de différence entre la première année et la dernière année d’observation.

D’après nos conclusions, les taux d’incidence affichent une tendance générale à la baisse pour toutes les maladies, sauf le diabète. Ces conclusions concordent avec celles d’autres études qui portent sur les taux d’incidence des maladies chroniques au Canada à l’aide de données administratives sur la santé. Toutefois, les études antérieures n’ont pas nécessairement évalué les tendances de l’incidence au cours de la même période que celle de notre étude, ce qui fait qu’il convient de comparer les études avec prudence. Les taux d’hospitalisation pour AVC standardisés selon l’âge et le sexe ont diminué de 0,74 pour 1 000 habitants entre 1994 et 2004^{Note de bas de page 6} et de 0,227 pour 1 000 habitants entre 2003 et 2013^{Note de bas de page 5}. Les taux d’incidence de l’asthme standardisés selon l’âge et le sexe en Ontario ont augmenté entre 1996-1997 et 2000-2001, puis sont demeurés stables jusqu’en 2004-2005 chez les enfants de 14 ans et moins, tandis que les groupes plus âgés affichaient des baisses allant de 0,4 à 1,3 pour 1 000 habitants entre 1996 et 2005^{Note de bas de page 14}. En Ontario, les taux d’incidence concomitants de l’asthme et de la MPOC standardisés selon l’âge et le sexe ont diminué de 0,4 pour 1 000 habitants entre 2002 et 2012, et les taux d’incidence de la MPOC standardisés selon l’âge et le sexe ont diminué de 3,3 pour 1 000 habitants entre 1996 et 2007^{Note de bas de page 7Note de bas de page 8}. L’incidence de la MPOC standardisée selon l’âge et le sexe en Alberta a également diminué entre 2002 et 2010^{Note de bas de page 10}, et les taux d’incidence standardisés selon l’âge ont diminué de 5,1 pour 1 000 habitants entre 2001 et 2011 au Québec^{Note de bas de page 9}. Les taux d’incidence de la cardiopathie (standardisés selon l’âge) ont diminué au Québec et au Canada d’environ 5,6 pour 1 000 habitants entre 2000 et 2013^{Note de bas de page 12} et 5,5 pour 1 000 habitants entre 2000-2001 et 2012-2013^{Note de bas de page 13} respectivement. L’incidence de l’insuffisance cardiaque standardisée selon l’âge a diminué de 1,49 pour 1 000 habitants entre 1997 et 2007^{Note de bas de page 11} en Ontario. En revanche, l’incidence du diabète semble augmenter en Alberta (1995-2006; ajustée selon l’âge et le sexe) et en Ontario (1997-2003; ajustée selon l’âge et le sexe), mais affiche une tendance variable chez les jeunes et les enfants en Colombie-Britannique (2002-2003 à 2012-2013; standardisée selon l’âge)^{Note de bas de page 15Note de bas de page 16Note de bas de page 17Note de bas de page 18}.

Parmi les raisons possibles à la baisse globale de l’incidence des maladies chroniques, on trouve une plus faible prévalence des facteurs de risque modifiables^{Note de bas de page 4} et une amélioration des stratégies de prévention^{Note de bas de page 34Note de bas de page 35}. Les différences dans les tendances de l’incidence entre les régions pourraient ainsi être attribuables en partie aux différences de stratégies utilisées dans les provinces pour traiter les maladies chroniques et gérer les facteurs de risque^{Note de bas de page 36}.

La baisse de l’incidence de l’hypertension, de l’AVC et de la cardiopathie ischémique au Canada concorde avec une diminution des taux de mortalité liés aux maladies cardiovasculaires, en particulier la cardiopathie ischémique, l’infarctus aigu du myocarde et l’insuffisance cardiaque^{Note de bas de page 13Note de bas de page 19}. D’autres maladies, telles que la MPOC, ne présentent pas de tendances en lien avec l’évolution des taux de mortalité^{Note de bas de page 19}, ce qui donne à penser que le traitement de la maladie peut également jouer un rôle dans la relation entre les taux d’incidence et les taux de mortalité. Dans le cas des maladies dont le délai moyen entre le diagnostic et le décès est assez court, par exemple l’AVC, les taux de mortalité peuvent être plus indicatifs d’une évolution des taux d’incidence que de changements dans les traitements.

Les méthodes d’utilisation des données administratives du SCSMC pour déterminer l’incidence des maladies ont été validées pour plusieurs maladies chroniques, en particulier l’asthme, la MPOC, la cardiopathie ischémique, l’hypertension et le diabète^{Note de bas de page 37Note de bas de page 38Note de bas de page 39Note de bas de page 40Note de bas de page 41}. On utilise dans les données administratives la première date du diagnostic de la maladie comme date d’apparition de la maladie. Si les tendances de l’incidence déterminées par le SCSMC peuvent fournir un aperçu intéressant des changements dans la santé de la population canadienne, elles sont également susceptibles d’être influencées par les changements dans la qualité des données administratives, notamment les modifications apportées aux méthodes de collecte de données, aux systèmes de codage et de classification ou aux pratiques de facturation. Par exemple, une augmentation du nombre de professionnels de la santé salariés qui soumettent des données administratives par la méthode de facturation pro forma plutôt que par la méthode traditionnelle de rémunération à l’acte peut faire augmenter le nombre de codes de diagnostic manquants^{Note de bas de page 21}. Les modifications apportées aux pratiques cliniques et aux critères de dépistage et de diagnostic sont également susceptibles d’avoir une influence sur les tendances de l’incidence des maladies chroniques saisies dans le SCSMC au fil du temps. De plus, les programmes incitatifs lancés dans les différentes régions, tels que le Chronic Disease Incentive Program mis en œuvre en Colombie-Britannique en avril 2006, peuvent également générer des erreurs dans les tendances de l’incidence, dans la mesure où un meilleur accès aux soins de santé et une plus grande continuité des soins se traduisent par un diagnostic accru des maladies au cours des premières années qui suivent la mise en œuvre des programmes^{Note de bas de page 42}. On devrait tenir compte, dans l’interprétation des taux d’incidence issus du SCSMC, des facteurs qui ont une influence sur les données administratives et leur collecte.

L’utilisation des données du SCSMC pour l’examen de l’incidence des maladies chroniques au Canada présente plusieurs avantages. Les études antérieures^{Note de bas de page 4Note de bas de page 7Note de bas de page 8Note de bas de page 9Note de bas de page 10Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 14Note de bas de page 15Note de bas de page 16Note de bas de page 17Note de bas de page 18Note de bas de page 31Note de bas de page 32Note de bas de page 33Note de bas de page 43} ont porté sur des maladies dans une seule région du Canada. Or les données du SCSMC permettent d’examiner les tendances aussi bien dans l’ensemble du Canada que dans les différentes régions, en utilisant des données accessibles au public. La comparaison des tendances entre les différentes régions du Canada est également valable, dans la mesure où les données ont été obtenues au moyen de méthodes uniformes de détermination des cas. De plus, les données du SCSMC peuvent être utilisées pour évaluer les tendances longitudinales sans interruption, alors que les données des enquêtes longitudinales nationales sont souvent recueillies par vagues, ce qui fait qu’on ne dispose d’aucunes données pour les années situées entre les vagues.

Si notre analyse nous a permis de révéler la présence d’écarts importants par rapport à la linéarité de l’effet du temps, elle ne nous a pas permis de déterminer où ces écarts se sont produits. Une telle information pourrait être utile pour déterminer si des changements précis dans les politiques en matière de santé (c.-à-d. l’accès aux soins de santé, les politiques de remboursement des médecins, les pratiques de facturation), dans les facteurs de risque et dans les efforts d’intervention sont liés à l’incidence des maladies et, le cas échéant, de quelle manière ils le sont.

Les futurs travaux de recherche pourraient s’intéresser aux facteurs qui ont une influence sur l’évolution de l’incidence des maladies chroniques dans le temps à l’échelle de l’ensemble du Canada. Les estimations des taux d’incidence des maladies chroniques à partir des données administratives peuvent être influencées par les changements dans l’état de santé de la population, les pratiques de diagnostic et de dépistage cliniques ou les pratiques administratives dans les provinces, par exemple les méthodes de facturation des médecins. Les futures analyses pourraient porter sur les estimations de l’incidence d’autres maladies chroniques intégrées aujourd’hui au SCSMC, en particulier l’ostéoporose, la dépression et l’arthrose. Le Groupe de travail sur la qualité des données du SCSMC prévoit d’étudier les tendances de l’incidence dans les provinces et les territoires du Canada et d’enquêter sur la qualité des données pour déterminer dans quelle mesure l’évolution des tendances est attribuable à des changements dans les pratiques administratives ou dans la santé de la population.

Remerciements

Ces données ont pu être recueillies grâce à une collaboration entre l’Agence de la santé publique du Canada et les gouvernements provinciaux et territoriaux de l’Alberta, de Terre-Neuve-et-Labrador, de l’Île-du-Prince-Édouard, de la Nouvelle-Écosse, du Nouveau-Brunswick, du Québec, de l’Ontario, du Manitoba, de la Saskatchewan, de la Colombie-Britannique, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut. Les données sommaires qui ont permis les analyses ont été produites par l’Agence de la santé publique du Canada. Aucune approbation des provinces et des territoires n’est prévue ou ne devrait être sous-entendue. Les données provinciales et territoriales ont été envoyées au SCSMC en avril 2017.

Naomi C. Hamm est soutenue par le programme de formation Visual and Automated Data Analytics (VADA). Lisa M. Lix est soutenue par une chaire de recherche du Canada (CRC) de niveau 1 sur les méthodes d’assurance de la qualité des données électroniques sur la santé.

Conflits d’intérêts

J. Michael Paterson signale que son employeur, l’Institute for Clinical Evaluative Sciences, a reçu des fonds de l’Agence de la santé publique du Canada pour fournir des données au Système canadien de surveillance des maladies chroniques pendant la réalisation de l’étude. Karen A. M. Phillips a reçu des fonds de l’Agence de la santé publique du Canada pendant la réalisation de l’étude.

Contributions des auteurs et avis

Tous les auteurs ont contribué à l’idée de l’étude. NCH et LT ont effectué les analyses. NCH, LML, JE et LP ont rédigé l’ébauche du manuscrit. Tous les auteurs ont revu et approuvé le manuscrit final lors de sa soumission.

Le contenu et les avis exprimés dans cet article n’engagent que les auteurs et ne reflètent pas nécessairement la position du gouvernement du Canada.

Références

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