JACQUES MORIN

VALIDA~ON DE L'ÉCHELLE "APPROPRIATENESS EVALUATION PROTOCOL (mP)" EN GERIATRIE ET DANS LES DISCIPLINES MÉDICALES

Mémoire présenté

à la Facultb des 6tudes supérieures de iZTniversit6 Laval

pour l'obtention du grade de maître ès sciences (M.Sc.)

Département de médecine sociale et prbventive FACW DE MÉDECINE

UNIVERSITI? LAVAL

O Jacques Morin, 1999

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L'"Approprïatenness Evaluation Protocol (m)" est une procédure systématisée de mesure de

la pertinence des admissions en courte durée qui s'appuie sur 16 critères explicites qui

réferent aux services médicaux reçus, aux services infirmiers et à l'état clinique du malade.

Nous avons déterminé la validité de cette échelle dam une étude rétrospective en comparant

les résultats de I'AEP au jugement par consensus de trois cliniciens experts auprès d'une

population admise dans les départements de médecine et de gériatrie dans Ie Centre

hospitalier afllié universitaire de Québec (CHA). La senii'bilité de l'AEP en médecine ou sa

capacité à mesurer les admissions non p h e n t e s était de 100%. sa spkincité de 95%, ses

valeurs prédictives négatives et positives étaient respectivement de 100% et 64% pour un

coefficient d'accord Kappa de Cohen de 75%. En gtnatrie, la sensibilité de l'AH? fÙt de

62%, sa spécificité de 77%, sa valeur prédictive positive de 16% et négative de 97% pour un

coefficient d'accord Kappa de Cohen de OJ6. En conclusion, l'échelle AEP s'est avérée un

instrument non valide pour mesurer la pertinence des admissions en gériatrie, mais valide

pour les autres discipluies médicales.

Jacques Morin Auteur

Pierre J. Durand Directeur

André Tourigny Co-directeur

AVANT-PROPOS

J'ai été initié au monde de l'évaluation de l'utilisation des ressources hospitalières il y a

environ deux ans suite à une visite du virifcateur général du Québec. C'est dans le cadre

d'une tournée provinciale que notre hôpital a été évalué quant à sa performance en regard de

la pertinence des admissions et de la durée des séjours. J'ai compris a ce moment 1à que

l'évaluation de la qualité des soins n'était plus un domaine strictement réservé aux médecins

et qu'à l'avenir, nous aurions à répondre de nos activités.

Après quelques discussions avec les docteurs André ToUngny et Pierre J. Durand qui

oeuvrent tous deux dans le domaine de l'évaluation des services de santé, nous avons

convenu de construire ce projet de recherche.

La réalisation des différentes étapes conduisant à l'atteinte des objectifs que nous nous étions

fixés, a nécessité la participation de nombreux coiiaborateurs que je tiens a remercier. En

premier lieu, les docteurs Andr6 Tourigny and Pierre Durand qui m'ont supervisé au cours de

toutes les étapes du projet. Je tiens à remercier également les docteurs Hélène Shard,

Michèle Morin et Maurice St-Laurent qui m'ont accordé leur temps précieux à titre d'expert

clinicien. Je salue également la disponibilité de madame Hélène Brûlé du service des

archives du CHA de même que madame Line Beauchesne, monsieur Louis Rochette et

madame Claire Lamontagne de l'Unité de recherche en gériatrie pour leur aide précieuse dans

la préparation de ce document.

Enfin, je remercie la direction de la recherche du CHA par voie de financement FRSQ et la

Chaire de gériatrie de l'Université Laval pour les subventions qu'elles m'ont accordées sans

quoi il m'aurait ét6 impossible de réaliser le projet.

TABLE DES MATLÈRES

OBJECTIF DE L'ÉTUDE ................................................,.........o-...- .................................... 15

LES RÉSULTATS .....................a. ......~.~~.~...~.......~~.~......~..~.......~.s~..s.osoo..~t.....o.~s.oo..~.....o...~...~~28

LISTE DES TABLEAUX

TABLEAU 1 : Comparaison quant aux caract6ristiques de la population cible et de l'échantillon aléatoire en gériatrie et dans les

0 . . I discipiines medicales ..............................................................

TABLEAU II : Fiabilité intembserbateur des trois cIiniciens experts selon leur jugement implicite de la pertinence des admissions en gériatrie et en médecine E,: réviseur 1, &: réviseur 2, E;:

...................................................................... r6viseur 3.0C.......

TABLEAU lïI : Résultats de la conférence consensus et de L'opinion des cliniciens experts quant à la pertinence ou non des admissions en gériatrie et dans les disciplines médical es......

TABLEAU IV : Répartition des cas divergents paxni les dossiers révisés par . - 0 . les trois cliiuc~ens experts .......................................................

TABLEAU V : Répartition des dossiers divergents selon l'évaluateur E, vs E, vs E, en gériatrie, dans les disciplines médicales et au total .......................................................................................

TABLEAU VI a) Validité de l'échelle AEP en comparaison du consensus des trois cliniciens experts en gériatrie ......................................-..

TABLEAU VI b) Validité de l'échelle AEP en comparaison du consensus des trois clùliciens experts en médecine*.. .............................*......

TABLEAU W Raisons d'admissions non pertinentes ........ ... .....................

Page

41

LISTE DES FIGURES

PAGE

FIGURE 1 Relation entre les besoins pour des senices hospitaliers et les services reçus .......................... .., .............................................. 49

FIGURE 2 Relation entre les coûts hospitaliers, la quantité de services , reçus et les benefices pour la santé ............................................... 50

FIGURE 3 Défition des ternes et description des résultats pour un sous échantillonnage prospectif selon KC. Kraemer.. ......... .... ........ 51

INTRODUCTION

Au cours des trente dernières années, le pourcentage du produit intérieur brut (PB) consacré

aux soins de santé au Canada est passé de S,4 % qu'il était en 1960 à 9,9 % en 1991[1]. Le

Québec a dépense près de 15 milliards de dollars en 19954996 pour les soins de santé, soit

10% de son PIB et 33 % de son budget. Les Centres hospitaliers de soins généraux et

spécialisés (CHSGS) ont utilisé 41% de ce budgetm. C'est à la fois pour diminuer l'importance

de ces dépensa et adapter la prestation de soins de santé aux nouvelles tendances observées

aillems que la transformation du résean de la santé a été entreprise en 1995-1996-

Pour relever ce défi, on doit trouver des façons nouvelles d'assurer la prestation des soins de

santé. L'une d'elles consiste à avoir recours à des modes de prestations et de traitement moins

coûteux dans un milieu de soins mieux indiqué. De façon générale, eues reflètent I'orientation

des changements qui sont sucvenus ces dernières années dans les politiques de santé des

provinces. Ces changements reposent sur les stratégies suivantes : réduction du nombre de lits

de soins actifk et de la durée des séjours à l'hôpital; remplacement des soins actifs par des soins

continus; réduction du taux d'actes chuurgicaux inutiles et augmentation des interventions

chuurgicales d'un jour en remplacement d'interventions pratiquées sur les malades hospitalisés;

réduction du placement en établissement des personnes âgées et remplacement des soins en

centre d'hébergement par des soins à domicile et des soins continus. 131

A l'image de la Province, la région de Québec a adopté un plan de transformation 1995-1998.

Au cours des deux premières années de ce plan triennid, le nombre total des hospitalisations a

diminué de 15%. Cette diminution est en partie attribuable au changement de mission de quatre

établissements de courte durée en longue durée et à la fermeture d'un autre. Une certaine

proportion des hospitalisations qui y avaient Lieu a été absorbée par les CHSGS restants

(CHUQ, CHA, H. Lavai), alors qu'une autre proportion a été traitée en ambulatoire. C'est ainsi

que si le nombre d'hospitalisations en chinugie et en médecine a diminué de 16% et 17% dans

La région, il a plutôt augmenté de 3% et 6% au CHA (Pavillons Enfant-Jésus et St-Sacrement)

puisqu'une bonne partie de la clientèle qui fEquentait les hôpitaux transformés s est dkigée.

Parallèlement à ces changements, les centres hospitaliers ont diminu6 leur nombre de Lits

utilisés pour des soins de courte durée en santé physique. En effet, ce nombre est passé de

2,354 en 19941995 à 1 760 en 1996-1997, soit L'équivalent d'un ratio de lits par 1 000 habitants

de 2,75 à 2,06 et une baisse de 25% [4]. Parallèlement, Ia clientèle âgée fréquentant les salies

d'urgence s'est accrue de sorte que Ie Pavillon Enfant-Jésus est, avec le Pavillon St-Sacrement,

celui qui reçoit le plus de patients sur civière, âgés de 75 ans et plus @lus de 3000 par année).

Cette clientèle est la plus susceptiïle d'être hospitalisée. Cette augmentation de la demande de

soins dans les CHSGS restants, combinée à une diminution importante du bassin de lits

disponibles, contribuent donc à exercer une pression plus forte qu'auparavant sur la décision du

clinicien d'hospitaliser ou non un patient.

Si certains indicateurs d'utilisation des services disponibles dans les grandes banques de

données (Med-Écho) comme la proportion de la chirurgie réalisée en ambulatoire permettent de

questionner la pertinence des admissions électives en chirurgie [SI, il existe peu d'indicateurs

valides permettant de faVe ie même questionnement avec les hospitalisations électives en

médecine, encore moins avec les hospitalisations dites urgentes. Les hospitalisations en

médecine regroupent pourtant la plus grande proportion des hospitalisations, soit 36 % contre

32 % en chirurgie. [6]

L'utilisation des DRG (Diagnosis Related Groups) pour juger de la performance hospitalière a

aussi été critiquée par plusieurs cliniciens et gestionnaires. En effet, la validité des données est

douteuse et la méthodologie ne permet pas de discriminer certains types de clientèles, en

particulier pour la population âgée oh la méthodologie n'est pas suEsamment ratFnée pour

permettre l'évaluation équitable d'une population fragilisée et hétérogène [7]. L'utilisation des

durées moyennes de séjour par DRG, comme seul marqueur de performance, peut amener des

effets pervers. Une durée de séjour réduite à d a seules fins de performance peut engendrer m e

augmentation des taux de réadmission et une augmentation de L'orientation en milieu

d'hébergement public et par conséquent, une baisse de la qualité des soins et un accroissement

des coûts.

Le rapport du vérificateur général du Québec (1997) adressé à la Régie &@onale de Québec[8]

renforce d'ailleurs des recommandations déjà émises en 1994 dans le cadre de la Conférence

des sous-ministres de la Santé des gouvernements fédérai, provincial et des territoires dans le

document "Faire mieux avec moins : pour une utilkation eficace des h6pitaux canadienr'l9].

En effet, le dernier rapport du Vérificateur reproche le manque de données dispo111Ibles pour

juger de l'efficacité du système de soins et insiste sur la mise en oeuvre d'études visant à évaluer

la pertinence d a hospitalisations dans les centres hospitaliers de courte durée.

D a études canadiennes révèlent que les hôpitaux de courte durée sont souvent utilisés de façon

non pertinente. Un examen des dossiers médicaux adultes à l'aide d'outils chiques, fondés sur

des critères explicites. a révélé que 18 a 48 % des admissions en courte durée étaient non

pertinentes et que de 19 à 60 % des jours d'hospitalisation seraient évitables[9441. Ces chïffks

sont comparables à ceux qu'on retrowe dans les études internationales, lesqueiles révèlent que

7 à 46 % des admissions sont non pertinentes[l5-40]. Plus récemment, certaines études se sont

penchées spéciiquement sur la population gériatrique et ont démontré des taux d'admissions

non pertinentes entre 13 et 29 % [41-431. Une étude italienne a cependant montré me

diminution de ces admissions non pertinentes de 32 % à 15 % entre 1988 et 1993 [43]. Au

Québec et particulièrement dans la région de Québec. aucune étude n'a été publiée sur ce sujet.

La revue de l'utilisation des ressources hospitalières peut se définir comme l'évaluation de la

pertinence et de l'efficience des soins hospitaliers par le biais de l'examen du dossier médical.

Il existe plusieurs stratégies afin d'améliorer l'utilisation des ressources hospitalières [9]. Parmi

celles-ci, il y a la revue des admissions et des d d e s de séjour[44l. L'état de chaque patient est

évalué à ['aide de critères chiques précis visant à déterminer la gravite de la maladie et les

soins nécessaires à son état. Les critères cliniques utilisés doivent être e n t é ~ é s par le

personnei médical et modifiés au besoin. Plusieurs instruments ont été développés au cours des

dernières années pour évaluer la pertinence des hospitalisations[45-501

Historiquement, la revue de L'utilisation des ressources était accomplie périodiquement par des

cliniciens à Saide de critères implicites- Dcwr chercheurs américains, PM.Gertman et J.D.

Restuccia, ont développé le "Appropriateness Evaluation Protocol (AEP)" basé sur des critères

explicites [45]. De ce dernier, sont issus d'autres outils dont les principaux sont L1SD-A[47,

481 (Intensity of sentice, sever@ of illness and dbcharge screens) et le M.C.AS.~naged

Care Appropriateness Protocol) [49]. Constmits à p h de critères ciiEïquesy ils sont utilisés

pour réviser de façon rétrospective ou prospective les dossiers de patients hospitalisés et ils

permettent d'identifier ceux qui respectent ou non ces critères. Le recours à de tels outils a aussi

l'avantage de questionner les raisons pour lesquelles une admission est jugée pertinente ou non

et de recommander les changements qui en découlent.

Comme les pressions sont très fortes pour mieux mesurer la performance des hôpitaux, il

devient prirno:&ai de savoir si les instruments développés ailleurs et souvent utilisés pour

d'autres clientèles seront utiles dans le contexte québécois et auprès d'une population ciblée à

risque comme les patients en médecine et en gériatrie. L'étude proposée ici a Wé à valider

1'Appropriatene.w Evaluation Protocol (AEP) dans le contexte québécois des sohs médicaux

en courte durée en portant une attention particuiière aux soins gériatriques. Cette étude

constituait une étape exploratoire (projet pilote) parce que cet instrument était employé pour la

première fois au Québec et que la valeur de FA.E.P. peut varier en fonction de dinérents

facteurs dont le système de santé dans lequel il est utilisé, la population étudiée et la présence

ou non de ressources alternatives a lliospitalisation.

Selon les résultats obtenus sur la validité de PUistnunent, i'étude permettra soit d'étendre son

application à d'autres établissements tant au niveau régional que prowicial, ou inciter à en

développer un qui réponde au contexte des soins gériatriques-du système de santé québécois.

La mesure de la pertinence des admissions pourra permettre d'engager un processus de

réflexion entre les cliniciens et les gestionnaires tant à l'intérieur de l'établissement qu'avec les

partenaires extra-hospitaliers afin de s'assurer de maximiser les ressources existantes en

déterminant les raisons des admissions non pertinentes de façon à apporter les correctifs

nécessaires. Pour les patients, les bénéfices d'une telle étude pourront être de diminuer les

risques iatrogènes liés à une hospitalisation non pertinente et de leur permettre d'avoir accès aux

meilleures alternatives au bon moment.

RECENSION DES E ~ T S

Concept et historique de In revue de L'utWsation des ressources

En raison de l'augmentation rapide du coût des soins de santé, on a assisté au cours des

dernières années à plusieurs rapports d'experts en économie de la santé sur les différentes

manières de les contenir [3 ,9,5 11. Ainsi, on a exerc6 beaucoup de pression, principalement sur

les hôpitaw de soins généraux et spécialisés (CEISGS), afin qu'ils réduisent leurs coûts et

augmentent leur productivité. Panni les approches favorisées, on retrouve la capitation 1521, le

financement basé sur les durées de séjour en relation avec le diagnostic (Diagnosis Related

Groups)[53] et la revue de i'utilisation des ressources (Utilliation review)[4S].

Conceptuellement, le but de la revue de l'utilisation des ressources est d'identifier et de réduire

l'utilisation non pertinente des ressources hospitalières tout en maintenant l'acce~~~'t,iiit~. il y a

deux types d'utilisation non pertinente. La surutilisation des soins survient lorsqu'un patient

reçoit des seMces qui ne lui donneront pas de bhéfices, soit parce qu'il est demeuré trop

longtemps à l'hôpital ou que les services qu'il a tgus auraient pu être donnés dans un autre

milieu moins cofiteux comme en milieu de réadaptation ou en ambulatoire. La sousutilisation

se définit comme des soins qui ne rencontrent pas les besoins d'un patient parce qu'il a été

libéré trop tôt de l'hôpital ou qu'il a eu en ambulatoire des soins qu'il aurait dû recevoir en

intra-hospitalier (figure 1).

Que ce soit la surutilisation ou la sousutilisation, les deux ont des impacts sur la qualité des

soins et leurs coûts. Cette relation peut être démontrée sous forme graphique (figure 2). Le

coût des services augmente avec La quantité de ceux-ci. Jusqu'à un certain point A, le patient

bénéficie d'une améiioration des effets sur sa santé avec la quantité de services. Entre les points

A et B, le patient ne bénéficie plus d'effets sur sa santé même si la quantité des services

augmente. Au delà du point B, la quantité d a services reçus peut occasionner des effets

néfastes sur sa santé. D'un point de vue économique, la revue de l'utilisation des ressources

consiste à ramener la quantité de services (ou les coûts) du point B au point A. D'un point de

vue clinique, le but est de réduire les interventions non pertinentes tout en maintenant

accessibles celles qui sont pertinentes.

Jusqu'à récemment aux États-unis, la plupart des incitatifs encourageaient la surutiù"sation des

services de santé. Les médecins et les hôpitaux étaient remboursés pour tous les services

rendus. Cependant, au cours des derniéries années, plusieurs pmgrammes mis en place ont

contrecarré cette tendance. En plus de la rwue de l'utilisation des ressources, on a mis sur pied

le MPPS "Medicare Prospective Puyment System'' afin de réduire la durée d'hospitalisation en

allouant un prix fixe pour chaque hospitalisation D'autres systèmes tels que les RMO "Health

Maintenance Organ~utionn" et le PPO "Profèrred Provider Organzkatitm" utilisent un paiement

fixé d'avance per capita ou pour chaque cas au Lieu d'une rémunération à l'acte afin de

s'assurer que ces organismes minimisent le nombre d'admissions et les durées dc séjour[54].

Au Royaumrne-Uni et au Canada, où les systèmes de santé sont universels, on a assisté à des

coupures budgétaires principalement aux dépens des hôpitaux de soins de courte durée avec

comme conséquence une diminution du nombre de lits disponibles. La revue de l'utilisation

des ressources vit donc actueilement un essor important en raison de ces changements[32].

Alors que la revue de l'utüisation des ressources s'adresse principalement à la surutilisation des

ressources, il est plausible que dans un proche avenir, elle s'intéresse aussi à La sousutilisation

afin d'assurer un niveau acceptable d'accessibilité aux soins. A la différence de la production

de biens manufacturés, la production de seMces de santé est hautement spécialisée, influencée

par l'état de santé et le comportement des malades. Elle est dépendante des habiletés, de la

compétence des médecins et de leur style de pratique. La revue de l'utilisation des ressources

doit donc être basée sur des notions fondamentales de la pratique médicale et ne doit pas être

réduite à un livre de recettes[S].

La revue de l'utilisation des ressources inclut, parmi diffkentes approches, la révision des

admissions des patients en s'appuyant sur des critères d é f i s etlou l'opinion d'experts.

L'objectif est d'évaluer l'efficacité du processus de soins et la pertinence de i'hospitaüsaîion en

fonction du site, de sa fréquence et sa durée(551. Elle peut être conduite pendant ou après

l'admission. Quatre aspects peuvent être revus: le type de soins qui a été donne le moment où

les soins ont été prodigués; la qyantité en texme de fkéquence et de durée; et L'endroit ou ils ont

été administrés. Elle est en relation étroite avec l'évaluation de la qualit6 des soins. Tandis que

la revue des admissions s'intéresse surtout au processus, l'évaluation de la qualité porte

davantage sur ta structure des soios, sur leurs effets de même que sur les séquelles des

traitements et la relation entre le dispensateur de soins et le patient[S6].

On reconnaît plusieurs bénéfices à la revue des admissions: la réduction des coûts par une

utilisation plus efficace; L'amélioration de la qualité des soins en diminuant la probabilité

d'infections nosocorniales et des maladies iatrogènes; le maintien de la qualité des soios en

assurant que les services hospitaliers prodigués sont de durée, de fréquence, et de niveau

suffisant pour promouvoir des soins optimaux; la préservation de l'accessibilité des ressources

pour ceux qui le nécessitent; la détermination de mesures étdom de soins ou de nomies[54].

Il existe plusieurs méthodes de revue des admissions. On distingue les méthodes par critères

implicites ou explicites, ou une combinaison des deux. La méthode utilisant les critères

implicites privilégie la revue du dossier par un médecin qui porte un jugement à savoir si

L'épisode de soins est pertinent. Dans la méthode par critères explicites, les critères sont

prédéterminés et le dossier est revu par un non médecin a h de déterminer si ceuxci sont

respectés. Ils peuvent être reliés ou non au diagnostic. ûn retrouve des avantages et des

désavantages à chaque méthode. Tandis que l'approche par critères implicites repose

essentiellement sur la co~aissance, le jugement et l'habilité de I'évaluateur, celie par critères

explicites repose sur la nature des critères choisis et la méthode utilisée pour en tirer les

conc1usions. Pour ces raisons, L'approche par critères explicites nécessite que l'instrument soit

fiable et valide. Ces instruments servent principalement de "screeningt ou moyen de dépistage

et ne peuvent donc pas être utilisés comme des uidicateurs définitifs de qualité des soins[56].

Ils permettent cependant d'identifier rapidement et de façon économique les soins ou les

services qui méritent une attention particulière de la part des cliniciens et des gestionnaires.

Quatre instruments ont principalement été utilisés dans la Linerature: l'AEP, FISD-A, le MCAP

et le SMI.

Ouols disponibIes pour Ia revue des admissions

Protocole d'évaluation de la pertinence (Appropn'ateness Evaluation Rotocol-AEP)[45]

L'AEP a été développé aux États-unis. Il est P l'origine de plusieurs autres outils d6veloppés

par la suite. II a ét6 vvalidé dans La littérature spécialisée[46]. Il mesure la pertinence clinique

d 'ye hospitalisation à l'admission à l'aide de seize critères et celie de la durée de séjour à

l'aide de vingt-cinq critères Les critères se fondent sur les services medicawc reçus, les

senrices infirmiers et I'état clinique du malade. Cet instrument a été utilisé dans de nombreus&

études aux États-unis, en France, en Italie, en Espagne, au Royaume-Uni et au Canadall8.27,

34, 37'41, 57, 581. Il est l'instrument du domaine public Le plus utilisé aux États-unis et en

Europe pour la pertinence des hospitalisations. Lang et coll.[37] ont traduit L'instnimynt et l'ont

utilisé dans un contexte h ç a i s après y avoir apport6 quatre modifications aux critères

proposés par Gertman et Restuccia [45]. Il peut être utilisé comme un instnunent de

monitorage dans le temps et entre d i f f h t s services hospitaliers [2q.

Grilles d'évaluation de l'intensité des services, de la gravité de la maladie et des congés (ISD

A, In fensity of semce, sevmerrty of illlne~s and dacharge smeens)[47,48]

Les critères explicites sur lesquels repose cet outil ne sont pas liés au diagnostic et examinent

les composantes d'une part, liées a la gravité de la maladie et d'autre part, à l'intensité du

service. Ces critères, basés sur L'AEP, ont été etablis par une compagnie privée américaine,

Interqual, où l'outil est couramment utilisé pour la revue de l'utilisation des ressources. Le

systéme a récemment fait l'objet de modifications importantes pour tenir compte de

l'obsemation des médecins. Il s'agit d'un outil utile pour évaluer si L'admission est pertinente

et si l'intensité du service requis est sutEsamment faible pour qu'on puisse envisager le recours

à des services alternatifs. Il existe également un ensemble de critères connexes pour juger de la

pertinence d'une intervention chirurgicale, à savoir le système de monitorage des indications

chimgicales (Surgery Indications Monitoring System-Sm, qui sont spécifiques

intervention. L'ISD-A est considéré dans la littérature médicale comme un outil

revue de l'utilisation des ressources[l4,46].

--

a chaque

valide de

Protocole d'évaluation de la pertinence des soins g a i s (Ma~uzged m e Appropriteness

Protocd-MCAP))C49]

Pour refldter le changement des prati~ues hospitalières issues des soins gérés (managed are),

le MCAP a été développé à la fin des années quatre-vingt sous la direction de Restuccia, par

Wellesley, une firme consuitante sur l'évaluation des soins de santé. La version initiale incluait

des critères applicables à la médecine, B la chirurgie, à la pédiatrie et à l'obstétrique. Les

critères sont basés sur la üttérahire pertinente et, encore une fois, L'AEP. Cependant, ils sont

plus explicites et identifÏent un plus grand nombre d'hospitalisations non pertinentes que i'ISD-

A et i'AEP[44]. II s'agit de critères explicites, non liés au diagnostic, utilises pour évaluer la

pertinence des décisions d'hospitaiiser mais aussi du maintien à l'hôpital par la suite pour les

patients en médecine, en chirurgie, en obstétrique et en pédiatrie. Se protocole, en plus de

fournir des critères visant à déterminer la pertinence, renseigne sur la nécessité des soins à

prodiguer lors d'interventions tant à l'interne qu'à l'externe. Une version plus récente a aussi

été développée pour les soins psychia&iques[59].

instrument normalisé d'examen des soins médicaux (Stundurdized Medreview Instrument-SiW)

1461

Il est construit à partir d a critères de I'ISD-A. La possibilité de modifier la décision (ovemde)

est inspirée de ZAppropriateneîs Evaluution Protocol (AEP). Il couvre les secteurs suivants:

médecine et chixurgie adulte; psychiatrie; soins intensifs et coronariens; réadaptation; et

traumatologie.

La fiabiIité et la validité des ~r inc i~aux outils de la revue des admissions

S. M. Payne a révisé les critères utilisés dans les études 6vaiuant la perfomance des principaux

outils de la revue des admissions[54~. Pour être utile, tout instrument doit être fiable et valide.

La fiabilité d'un instrument se définit par sa capacité à donner Le même résultat lorsqu'il est

appliqué plus d'une fois dans les mêmes conditions (intraobservateur) ou lorsque deux réviseurs

analysent le même dossier (interobsewateur). Trois mesures de fiabiiite interobservateur sont

£i&pemrnent utilisées :

L'Overall Amernent lOAl se d é f i t comme le pourcentage des cas pour lesquels les

réviseurs s'accordent. On distingue f accord parmi les cas jugés pertinents et ceux non

pertinents. Si on utilise l'accord pour l a cas jugés pertinents et non pertinents, on pade

alors de la ~romrtion dobale observée ou de l'efficience (quoique cette dernière expression

soit utilisée surtout dans les études de validité)). L'OA peut atteindre un niveau de 100%

même si les réviseurs sont incapables de distinguer les cas pertinents de ceux qui sont non

pertinents. Cela SurYiendrait si les réviseurs jugeaient tous les cas soit pertinents ou non

pettinents. Pour ces deux autres mesures sont devenues très utilisées dans ce type de

recherche soit le Specific Agreement et le coefficient d'accord Kappa de Cohen

Le S~ecifc Aweement est défini comme la proportion des admissions jugées pertinentes ou

non pertinentes par les deux réviseurs sur celles jugées pertinentes ou non pertinentes par un

ou l'autre des réviseurs,

Le coefficient d'accord Kama de Cohen est un ajustement du degré d'accord sumenu par

chance,

La validité d'un outil est sa capacité de refléter la vérité. On retrouve trois sortes de validité

dans ce type d'étude. La Face Validity est la capacité d'un instrument à mesurer toutes les

dimensions qu'il doit mesurer tel que déterminé par la conformité avec les règles de l'art. La

Content VaIidity se définit comme la capacité de L'instrument à mesurer les concepts pour

lesquels il a été planifié. La Convergent Validity se définit comme raccord entre l'instrument

et celui d'un panel d'experts par rapport a la pertinence.

En épidémiologie, d'autres mesures reflètent la validité. La sensibilité mesure la proportion de

ceux qui ont la caractéristique au test parmi tous ceux qui possèdent Maiment cette dernière. La

spécificité est la proportion de ceux qui n'ont pas la caractéristique au test panni tous ceux qui

ne possèdent vraiment pas cette dernière. La valeur prédictive positive d'un test mesure la

probabilité conditiome~e que la caractéristique soit présente lorsque le test est positif. La

valeur prédictive négative d'un test mesure la probabilité conditiome~e que la caractéristique

soit absente lorsque Le test est négatX Enhn, l'efficience se définit comme la probabilité que le

résultat du test et la caractéristique concordent. Cependant, afin de porter un jugement sur la

qualité de la mesure, on doit souvent r e c o u ~ a une mesure d'accord [60]. On utilisera alors les

mêmes mesures d'accord que celles de la fiabilité. Ainsi, le coefficient d'accord Kappa de

Cohen servira de mesure quantitative et sera alors utilisée comme un index de validité.

Sauf pour le S M , la fiabilité interobservateur des principaux instruments tels que L'AEP, I'ISD-

A et le MPAC a été jugée îrès bonne avez des taux #Overail Agreement de 84 à 92%, de

Specifc Non Anrte Agreement de 60 à 86% pour un coefficient d'accord Kappa de Cohen

variant de 0,6 a 0,85 [28, 36, 37, 40, 44, 45, 57, 59, 611. L'étude de Stmwasser [46] a

cependant montré des résultats moyens avec des coefficients d'accord Kappa de Cohen de 0,32

pour L'ISD-A et de 0'44 pour L'AEP. L'AEP, I'ISD-A et le MPAC ont fait l'objet d'une face

validity par les auteurs pendant leur développement [54].

En 1990, Stnunwasser et cou [46] ont évalué la validité de I'AEP, I'ISD-A et du SMI à partir

d'un échantillon de 119 dossiers de 21 hôpitaux de l'état du Michigan en comparant les

résultats de l'instrument à un panel d'experts. La valeur étalon était déterminée par le jugement

majoritaire des trois experts soit 2/3 ou 3/3. On a utilisé deux panels d'experts. Le premier

panel était formé de médecins rémunérés à l'acte. Les coefficients d'accord Kappa de Cohen

étaient de 0'18 pour I'AEP, 0,20 pour le SMI et 436 pour ITSD-A. Compte tenu que les

cliniciens provenaient de la même région, on a repris les études de validité en utilisant des

médecins experts provenant d'une autre région (la CaMomie) et travaillant dans un Health

Maintenance Organkation (HMO). Les coefficients d'accord Kappa de Cohen furent de 0,34

pour PAEP' O,L6 pou. le SM1 et 0,38 pour I'ISD-A. Le changement de panel a augmenté Les

taux d'accord pour 1'AEP et 1'ISD-A sans changer celui du SMI. L'auteur conclut que le SM ne

devrait pas être utilisé et que I'AEP et ITSD-A devraient l'être seulement comme test de

dépistage. Les études de validation du MPAC ont montré des résultats semblables à 1'AEP

i44I -

En 1997, Goldrnan et COU 1591 ont évalué la validité des versions psychiatriques 1992 et 1993

de L'ISD, le MPAC et un instrument développé dans les centres pour vétérans. La pertinence

des admissions fut &du& à partir d'un échantillon de 70 patients s o e t de troubles

psychiatriques excluant les maladies chniques et les cas de désintoxication. La sensibilité et

la spécincité ont été évaluées par comparaison entre l'instrument et le consensus d'un panel

d'experts. Les résultats ont montré peu de différence entre les instruments. Le MPAC et la

version 1993 de 1'ISD ont mieux performé avec une sensibilité et une spécificité au delà de

0,75. Le coetncient d'accord Kappa de Cohen pour les quatre instruments a varié entre 0'4 à

0,6.

L'ISD-A a été validé auprès de différentes clientèles (chirurgie, médecine, psychiatrie)

d'hôpitaux de vétérans américains 1401. Les réviseurs ont appliqué l'itlstniment à un

échantillon aléatoire de 2,432 admissions choisies a partir de 24 hôpitaux de vétérans. Un sous

échantillon de 70 dossiers a se^ à déterminer la validité. La validité a été évaluée en

comparant L'évaluation de réviseurs au jugement implicite d'un panel de neuf médecins.

L'Overall Agreement était respectivement de 74% pour la médecine et la chirurgie (Kappa

>0,4), alors qu'il n'était que de 66% pour la psychiatrie Wppa 0'29). Le coefficient d'accord

Kappa de Cohen fut jugé modécé pour la médecine et la chirurgie et faible pour la psychiatrie.

L'ISD-A a été valide au Royaume-Uni par Ingiis et COU [36]. Un échantillon de 700

admissions de patients en médecine et en gériatrie a été évalué sur une période de 6 mois. Un

sous échantillon de 168 admissions a été soumis à deux panels d'experts, L'un formé

d'omnipraticiens et l'autre de six médecins spécialistes provenant de l'hôpital où l'étude fut

faite. Le panel d'omnipraticiens devait porter son jugement en tenant compte que plusieurs

alternatives à l'hospitalisation étaient disponibles alors que le panel de consultants hospitaliers

devait porter son jugement en tenant compte des ressources disponibles. On a utilisé l'opinion

de la majorité comme mesure étalon. II est intéressant de noter que lYOverall Agreemeni était

de 68%, le Speczifc Non Acute Agreement de 59,2% pour un coefficient d'accord Kappa de

Cohen de 0,332 lorsque I'ISD-A était comparé au panel d'omnipraticiens dors que ces mêmes

mesures n'étaient pas valides lorsqu'on utilisait les consultants comme experts. L'auteur

conclut que la validité de 1-A varie dans la mesure où des a l t d v e s à l'hospitalisation

sont dispon.iiles,

En plus de i'étude de Stnrmwasser, L'AEP a Ct6 M u é dans d'autres pays dont la France [371,

le Royaume-Uni [42], [62],[63] et le Canada [64] auprès d'autres clientèles que celles admises

de l'urgence pour des soins médicaux adultes dont la pediatrie [63] [64] et la gériatrie [42]. Au

Royaume-Uni, 1'AEP a kt6 utilise auprès d'une clientHe d'adultes admise pour des soins

mkdïcaux de I'urgence d'un hôpital g é n M [62]. Un échantillon de 10% a été choisi de façon

aléatoire parmi 8210 arimissions. La validité de L'AEP a été déteminée par rapport à la

décision majoritaire d'un panel d'expert formé de rix cliniciens. Un sous échantillon de 40

dossiers a été choisi au hasard parmi les 821 dossiers. Les résultats ont montré un Overoll

Agreement de 93%' un Spec@ic Non Acute Agreement de 80% pour un coefficient d'accord

Kappa de Cohen de 0.83. Ls auteurs concluent que I'AEP est un outil valide. Cependant, le

sous-khantilion de 40 patients était hsuf5sant pour estimer de façon valable les variables

pouvant nous permettre d'avoir une opinion sur la validité du test (H. Kraemer p.38) [60].

L'AEP a aussi été utilisé pour une clientèle pediatrique (P-AEP) au Canada [64] et au

Royaume-Uni [63] avec un protocole semblable mais des rWtats différents. En effet, le

Pediik-zc Appropriateness Evaluction Protoc01 (P-AEP) s'est avéré un outil valide chez une

clientèle pédiatrïque au Canada avec un coefficient d'accord Kappa de Cohen de 0'68 alors

qu'elle fut faible au Royaume-Uni avec un coefficient accord Kappa de Cohen de 0'29. Un

outil valide dans un système de santé ne l'est pas nécessairement dans un autre [63].

L'AEP a été utilisé pour une clientèle gériatrique au Royaume-Uni [42]. La clientèle choisie

provenait de l'urgence. L'échantillon comportait 186 dossiers qui ont été évalués

prospectivement sur une période de trois semaines. La prévalence d'admissions non pertinentes

était de 13% tandis que 11% des admissions étaient jugées non pertinentes par L'AEP.

L'instrument fut jugé valide par les auteurs à partir des mesures suivantes : sensibilité 97%,

spécificité 63%' valeur prédictive positive 95% et négative 75% pour un coefficient d'accord

Kappa de Cohen de 0.62. Cependant, 2 1'5% des dossiers de l'échantillon firent perdus de vue.

De façon générale, les outils de revue des admissions présentent des degrés variables de

validité. Cette variation depend de plusieurs faeu15 dont le système de santé, les alternatives à

l'hospitalisation disponibles et la clientèle visée. On doit également signaler des variations

selon que L'on utilise la majorité des opinions versus le consensus d'experts pour déterminer la

mesure étalon. Même à 1'ISD-A a été utilisé dans quelques études canadiennes et que I'AEP a

été utilisé auprès d'une clientèle pédiatrïque au Canada, aux États-unis et au Royaume-Uni,

1'AEP n'a jamais été validé auprès d'une clientèle gériatrique dans le contexte canadien et

québécois des services de santé-

Les coûts des outils de ~ertinence des admissions

II s'avère très dispendieux pour un centre hospitalier de recourir a certains des outils. En effet,

L'ISDA et le MCAP appartiennent a des compagnies privées américaines et les coûts

d'acquisition et d'utilisation sont importants. L'utilisation de tels outils peut coûter jusqu'à

100,000$ par année. L'AEP, quant a lui, appartient au domaine public et son utilisation est

gratuite.

En résumé, plusieurs facteurs expliquent toute l'attention portée à L'évaluation de la pertinence

des admissions actuellement, Les pressions exercées sur le réseau de soins et de senrices pour

une meilleure efficacité et efficience sont énormes. La Littérature rapporte des proportions

élevées d'admissions non pertinentes dans certaines disciplines. La clientèle âgée et gériatrique

occupera une proportion encore plus grande des hospitalisations dans le contexte du virage

ambulatoire et il s'avère essentiel de connaître Ia valeur des outils utilisés pour mesurer la

pertinence des admissions dans la mesure ou celle-ci peut varier en fonction de plusieurs

variables dont les s e ~ c e s alternatifs à L'hospitalisation, le système de soins de santé et le type

de clientèle. Or, peu d'études ont été réalisées auprès de cette clientèle. Les incitaü's seront

nombreux tant a l'échelle provinciale que régionale pour que Les administrations hospitalières

recourent à ce type d'outils si l'on se fie aux recommandations du Vérificateur Général du

Québec dans son dernier rapport. Même si plusieurs outils existent, I'AEP allie plusieurs

qualités : c'est l'outil qui a été utilisé dans le plus grand nombre de pays, sa validité est somme

toute comparable aux autres. il a été utilisé dans le contexte des soins gériatriques, il appartient

au domaine public; il a été validé en fiançais; et son coût est nul alors qu'il faut débourser des

dizaines de milliers de doIIars pour empIoyer I'ISD-A ou le MCAP.

OBJECTIF DE L'ÉTUDE

Déterminer la validité (sensibilité, spécificité, valeurs prédictives, efficience) de 1'A.E.P. dans

le contexte des soins de santé de la région de Québec en gériatrie et dans les autres disciplines

médicales.

La population h l'étude

La population à l'étude a été sélectionnée à partir d'un échantillon aléatoire des départs des

disciplines midicales du C.H.A. ( Pavillon Enfan-Jésus ) entre le 0 1/04/97 et le 3 1/03/98. Le

Pavillon Enfânt-Jésus est un centre hospitalier afnlié a L'Université Laval de 381 Lits. Sa

mission comporte un volet de soins tertiaires en traumatologie et en neurochirurgie de même

que des soins généraux et spécialisés en médecine, en chirurgie et en psychiatrie. Il n'y a pas

d'obstétrique et seulement 12 lits de pédiatrie desservant le secteur de la neurochirurgie. La

médecine est représentée par plusieurs disciplines incluant la cardiologie, la dermatologie,

l'endocrinologie, la gastro-entérologie, la gériatrie, l'hémato-oncologie, la médecine interne,

la médecine familiale, la microbiologie, La neurologie, la physiatrie, et la pneumologie. Ces

disciplines disposent de 143 lits. Eues ont représenté, pour Pannée 1997-98, 47,934 jours

d'hospitalisations pour un séjour moyen de 10 jours et un taux d'occupation de 91%. L'unité

de courte durée gériatrique -W.C.D.G.) représente environ 10% des admissions et 13% des

jom d'hospitalisations. Le pourcentage d'admissions provenant de l'urgence des secteurs

médicaux y est de 85%. Les spécialités médicales sont regroupées dans quatre départements

(médecine, médecine générale, gériatrie, neurologie). Toutes les disciplines médicales ont

des cliniques extemes spécialisées. Depuis 12 ans, les clùiiciens disposent d'une unité de

médecine de jour destinée aux soins ambulatoires tant pour les interventions diagnostiques

que thérapeutiques. On y retrouve &galement plusieurs semices destinés a la population âgée

tels qu'un hôpital de jour. un

centre de jour, un service de

unité de réadaptation fonctiome11e intensive (U.R.F-L), un

psycho-gériatrie ambulatoire et des semices de maintien à

domicile provenant de trois centres locaux de services communautaires (C.L.S.C.). Les

demandes de s e ~ c e s de soins à domicile sont coordonnées depuis près de dix ans par une

équipe de liaison comportant quatre infinnières Les disciplines suivantes ont été exclues de

I'étude parce qu'eues ne constituaient que 0.4% des admissions : la dermatologie, ia

microbio Iogie et la physiatrie.

Dans la littérature, la prévalence des admissions non pertinentes pour le secteur médical varie

entre 10 et 20%. Considérant les paramètres tels que le taux d'admissions de l'urgeace et les

services altematifs à L'hospitalisation au CHA, on devrait s'attendre à une prévalence de 10%

en médecine et 20% en gériatrie. Afin d'estimer le nombre d'admissions non pertinentes

selon 1'AEP avec une précision de 2,95%, un risque alpha de 5% et une puissance de 80%, un

échantillon de 300 individus parmi un total de 475 admissions en gériatrie et de 300 parmi un

total de 4215 admissions dans les autres disciplines médicales fut requis.

Afin de déterminer fa validité de I'AEP, nous avons estuné qu'un sous échantillon d'environ

60 dossiers en médecine (10% x 300 dossiers = 30 dossiers non pertinents (tous les dossiers

non pertinents sont retenus) plus 30 dossiers tws au hasard panni les 270 dossiers pertinents)

et 90 dossiers en gériatrie (20% x 300 = 60 dossiers (tous les dossiers non pertinents sont

retenus) plus 30 dossiers tirés au hasard parmi les 240 dossiers pertinents) serait utilisé.

L'utilisation d'un sous échantillon de manière prospective permet de réduire le nombre de

dossiers à être évalués par les cliniciens (compte ttenu du temps Limité qu'ils possèdent) tout

en s'assurant d'obtenir des estimations valides de la prévalence, de la sensibilité, de la

spécificité, des valeurs predictives et de l'efficience dans la mesure où les marges

apparaissant dans un tableau 2 x 2 sont supérieures à 10 [60].

Le type d'étude

11 s'agit d'une étude de revue des dossiers. En plus d'être moins contraignante, ce type de

revue permet de réviser des dossiers complets et élimine Pincertitude des tests de laboratoire

à venir. Les réviseurs tendent à être plus objectifs parce que leu. jugement n'a pas d'impact

sur les soins donnés aux patients. Enfin les cliniciens n'ont pas tendance à modifier leur

comportement sachant qu'une étude est en cours. Cette approche a été utilisée abondamment

dans la Littérature [18] 1221, [36], [371, [41], 1461, [64], 1621, [63]-

La mesure des admissions non pertinentes selon 1'A.E.P.

Pour déterminer les admissions non pertinentes selon Péchelie de :'A.E.P., le protocde établi

par Restuccia fût respecté intégralement[45] Ce protocole prévoit 4 étapes pour déterminer à

la fois les admissions non perhentes et les motifs de non pertinence. La première étape

(application of criteria) consiste à appiiquer les 16 critères explicites mentionnés dans

l'A.E.P. dont 6 sont applicables aux services cliniques et 10 à la condition du patient (annexe

2 ) . Une archiviste fut entraînée à utiliser l'instrument selon les directives proposées dans un

protocole obtenu auprès du Dr Restuccia. La deuxième étape consiste à réviser tous les cas

autant ceux qui répondent a au moins un cntère que ceux chez qui on ne retrouve aucun

cntère. Ces dossiers ont été soumis au réviseur (IM) afin de considérer la possibilité de

déroger au classement (Considerution of ovewde) de manière à rendre justice à la situation

clinique particuiière de chaque malade. La troisième étape (determination of

appropriateness) consiste à décider de la pertinence ou non pertinence de l'hospitalisation.

La quatrième étape (assignment of reasons for inappropriateness) consiste à identifier les

raisons de non pertinence de l'admission. (annexe III)

Tel que décrit par Restuccia, dans 95% des cas, la décision s'applique facilement lorsqu'un

des critères est retrouvé après une recherche dans le dossier du patient principalement dans

les notes évolutives médicales et nursing de même que dans les ordonnances et les

prescriptions. Il est possible d'utiliser "l'override" (modification de la décision de l'archiviste

par le responsable (JM)) tel que précisé précédemment en utilisant des critères établis au

protocole pour les cas OU il est jugé que le patient nécessite une admission mais qu'aucun

critère n'est retrouvé ou vice-versa. L'override ne peut s'appliquer si la raison d'admission

non pertinente est retrouvée pa- les causes d'admissions non pertinentes tel qu'elles

apparaissent au protocole sous la rubrique "raisons de non pertinence des admissions"

(annexe m). L'archiviste s'est familiarisée avec l'instrument avant de débuter la revue des

dossiers à partir de dossiers sélectiomés par M.

La mesure des admissions non pertinentes selon le consensus des cüniciens: h mesure étalon.

Ann de déterminer la valeur étalon des admissions pertinentes ou non, un groupe d'experts

cliniciens ne connaissant oas les critères de 1'AEP a évalué de façon indéoendante et à partir

de leur expérience clinique, les dossiers jugés non pertinents selon la démarche décrite

précédemment en plus d'un échantillon aléatoire des dossiers jugés pertinents. Le groupe

était formé de trois cliniciens dont deux provenaient du CHA et un de l'extérieur. Les trois

cliniciens sont tous spécialistes dont un en médecine inteme et deux en gériatrie.

L'établissement de la valeur étalon par les cliniciens s'est effectué en deux étapes. Pour la

première étape, les cliniciens ont évalué tous les dossiers de façon indépendante. La

deuxième étape a consisté en une conférence consensus afin d'en arriver à un jugement

unanime parmi les dossiers divergents. Au cours des deux &tapes, les cliniciens ont reçu les

mêmes consignes. Ceux-ci jugeaient de la pertinence de l'admission en considérant la

vocation de soins de courte durée de l'hôpital et en tenant compte des alternatives disponibles

à l'hospitalisation. Ils devaient baser leur jugement à partir des informations consignées au

dossier précédant ou au moment de L'admission. Ils n'avaient pas à porter de jugement quant

à la qualité des soins ou à la précision du diagnostic. Lorsqu'ils jugeaient que l'admission

n'était pas pertinente, ils devaient indiquer la raison qui justifiait leur choix. Nous avons

utilisé ce processus de décision parce que le jugement d'un groupe interagissant ensemble est

plus précis que la moyenne des jugements indépendants ou le jugement d'un seul membre.

Une technique semblable fut utilisée récemment pour la validation de critères en

psychiatrie[59].

La mesure des raisons d'admissions non pertinentes selon I'AEP et les cliniciens

La revue de la littérature nous indique plusieurs raisons d'admissions non pertinentes[54]. On

retrouve celles reliées au patient et H sa famile, au médecin, à l'h8pital et aux savices

alternatifs existants dans lCenvironnemmt de l'établissement. Le protocole de l'AJ5.P. en

prévoit une typologie (annexe IïQ. De plus nous avons prévu à l'annexe 4 que chaque

clinicien qui déterminait qu'une admission n'était pas pertinente, devait le justifier en y

indiquant la raison. Celles-ci ont étk regroupées selon la m b e typologie que celle de

Restuccia à L'annexe IZT.

Autres variables retenues

Les données suivantes ont été tirées du dossier madical de tous les patients inclus a L'étude: le

numéro de dossier hospitalier, la date et l'heure d'admission, la date du départ, l'âge et le sexe,

le code postal, le type d'admission (en provenance ou non de l'urgence), la discipline

médicale dans laquelle le patient fùt admis.

Le d6roulement de l'étude

L'archiviste a fourni la liste de tous les admis-sortis de l'année fiscale 1997-98 des patients

inclus à l'étude. On a sélectionné à partir d'une Este de nombres aléatoires générés par

ordinateur (logiciel SAS), un échantillon de 300 admis-sortis en gériatrie parmi les 475 de

l'unité de courte durée gériatrique et de 300 dans les autres disciplines médicales parmi les

4,215 admis-sortis, sauf la dermatologie, la microbiologie et la physiatrie qui ne constituaient

que 0,4% des admis-sortis. Ces 600 dossiers ont été évalués par une archiviste entraînée avec

L4.E.P. afin de détemillier le pourcentage d'admis-sortis jugé non pertinents sous la

supervision de M. En même temps, on a extrait du dossier les informations conduisant à

identifier les raisons d'admissions non pertinentes par LM.

Parmi les 300 admis-sortis révisés en gériatrie, quatre dossiers fiirent rejetés parce que

l'admission fut faite directement en hébergement et ne constituait donc pas une admission en

courte durée. Parmi les 300 admis-sortis révisés dans les disciphes medicales, sept furent

rejetés parce qu'il s'agissait de réadmission provenant d'un autre centre de courte durée à

L'intérieur d'une période de sept jours.

Tous les dossiers jugés non pertinents (N,=77) en gériatrie parmi les 296 admissions et un

échantillon aléatoire de (&=30) dossiers parmi les 219 restants de même que tous les

dossiers jugés non pertinents (&=36) en médecine parmi Les 293 admissions et un

échantillon aléatoire de (N,=30) dossiers parmi les 257 restants, furent soumis de façon

indépendante aux trois médecins cliniciens provenant de la gkatrie et de la médecine. Les

dossiers qui n'ont pas démontré d'accord entre les médecins (29/107 en gériatrie et 23/65

dans les autres disciplines médicales) fiirent réévalués lors d'une rencontre visant à forcer un

consensus.

L'analyse des donn6es

On a utilisé un tableau de Wquence pour décrire la population à l'étude selon des variables de

personnes, de temps et de lieu en indiquant les pourcentages. Les comparaisons entre

l'échantillon et la population ont été faites en utilisant le test du Khi carré pour les

proportions.

Les mesures de fiabilité et de validité utilisées furent les suivantes:

Les mesures de fiabüité [62j

L'Overall Agreement (OA) se définit comme le pourcentage des cas pour lesquels les

réviseurs s'accordent.

Le Specific Non-Acute Agreement (ou Specijc Inappropriate Agreement) se définit

comme la proportion d'admissions jugées comme non pertinentes par les réviseurs sur le

total des admissions jugées non patinentes par un ou Ira- des réviseurs.

Le coefficient d'accord Kappa de Cohen est une maure d'accord tenant en compte le

degré d'accord survenu par chance.

Les mesures de validité

La validité fit déterminée selon la méthode d e t e par HE. Kraemer [60]. Les résultats de

I'AEP furent comparés avec le jugement par consensus des cliniciens.

Il y a quatre rénilfats possibles pour diagnostiquer et évaluer chaque patient (figure 3):

Vrai positif (VP): le test et le diagnostic sont positifs.

Vrai n é g a t i f o : le test et le diagnostic sont négatifis.

Faux négatif(FN): le test est négatif et le diagnostic est positif.

Faux positifrn): le test est positif et le diagnostic est négatif.

L'évaluation d'un test médical repose sur l'estimation des résultats de ces probabilités ou une

combinaison de celles-ci (figure 3).

La sensibilité est définie comme la probabilitb d'avoir un test positif parmi les patients qui

ont eu un diagnostic positif:

sensibilité = SE = VP/(VP+I;N) = VP@

La spécificité est définie comme la probabilité d'avoir un test négatif panni les patients qui

ont eu un diagnostic négatif:

speCincit6 = SP =VN/(FP+VN) = W P r

(PI= le complément de P ou 1-P)

La valeur prédictive positive d'un test est la probabilité d'avoir un diagnostic positif parmi

les patients ayant un test positifi

valeur prédictive positive = VPP = VP/(VP+FP) = VP/e

La valeur prédictive négative d'un test est la probabilite d'avoir un diagnostic négatif

panni Les patients ayant un test négatif:

valeur prédictive nbgative = VPN = VNf(VN+FN) = VNfg

(Qf= Le complément de Q ou 1-Q)

L'efficience est definie comme la probabilité que le test et le diagnostic concordent:

efficience = EFF = VP+VN

Conceptuellement, la méthode la plus simple d'échantillonnage consiste à utiliser le même

échantillon pour Le test (AEP) que pour le diagnostic (consensus des ~Liniciens). Cependant,

comme il était plus nifficile de réunir les cliniciens et plus coûteux qu'ils révisent tous les

dossiers. Nous avons déterminé l a probabilités citées plus haut par la méthode dite "de

sous-échantillonnage prospectif" décrite aussi par H.C. Kraemer [60].

Tous Les patients tirés de I'échantillonnage aléatoire (N,=296) en gériatrie et WOz293) en

médecine, ont été évalués avec L'AEP. Tous les dossiers jugés non pertinents par I'AEP

(N,=77 en gériatrie et N,=36 en médecine), de même qu'un échantillon aléatoire de N,=30

parmi les 219 jugés pertinents en gériatrie et de N2=29 parmi 257 jugés pertinents en

médecine ont été évalués par les cliniciens.

Si N, et N, excèdent 10 et que leur nombre est SUffisa~~nent grand pour garantir qu'il y aura

au moins 10 patients avec un diagnostic positif et négatif selon le consensus des cliniciens,

alors la proportion de patients avec un test positif Q est un estimateur non biaisé du niveau du

test Q, la proportion de ceux avec (VPP) est un estimateur non biaisé de VPP et la proportion

de ceux avec un (VPN) est un estimateur non biaisé de VPN (figure 3). Leur erreur type peut

être estimée a partir des équations suivantes:

erreur type (Q) = (a l -Q) l NJ

erreur type (VPP) = [VPPf 1 -VPP)/N,)

erreur type (WN) = WPNtl-VPN)/NJ

A partir de ces estimations de Q, VPP et VPN, les probabilités suivantes peuvent être

estimées:

Ainsi, la prévalence, la sensl'bilité, la spécificité et l'efficience peuvent être estimkes

directement:

P = Q-VPP +@.vPN~

SE=Q-WP/P

SP=QWPN,P

EFF = Q-VPP + QI-VPN

La lé~timité du test

Pour être valable, un test doit être au moins légitime. Pour s'en assurer, il faut démontrer que

le test fait mieux que le hasard. Cependant, la légitimité d'un test ne nous informe pas sur sa

qualité. Chaque patient a une certaine probabilité d'avoir un diagnostic positif (pi) et une

certaine probabilité d'Etre positif au test (qi). Comme le diagnostic (consensus des cIiniciens)

et le test (AEP) ont été faits de façon indépendante et aveugle, la probabilité d'un vrai positif

v) pour un patient i est:

pi.qi

A partir d'un éch;intillon tiré de la population, la probabilité d'im vrai positif est:

VP = moyenne @ i. qi)

Ce qui équivaut mathématiquement à:

VP = PQ +p. q.aq

où p est le coefficient de correlation entre le test et le diagnostic et ap.crq respectivement

l'kart type de p et q.

De façon similaire, les autres probabilités sont:

FN = P@-p. q.oq

FP = P'Q-p q.oq

VN = P'e++p. q.aq

Pour un test au hasard (@)

VP = PQ, FN=PQr, FP = P'Q, VN = PI@

Pour un test Légitime @>O)

W P Q , FN-, W&Q, VN>p@

Enhn, pour un test et un diagnostic en parfait accord (le test idbal), lequel n'est possible que

lorsque le niveau du test (Q) est le même que Ia pr6valence (P====):

VP=P, FN=FP=O, vN=P

Ann de comparer VP avec PQ, FN avec P@, FP avcc P'Q et VN avec pie', on utilise le test

du x2. Plus il y a de mérence entre ces probabilités et plus le test est légitime. En d'autres

termes, plus le résultat du xZ est élevé et plus le test est légitime. Les valeurs de références

du x2 sont 3,84 (niveau de signification de 5%), 6,63 (niveau de signification de 1%) et 10,83

(niveau de signification de O, 1 %).

Il y a d'autres façons d'exprimer le test du x2. Pour un sous échantillonnage prospectif,

(figure 3)-

x2 = (N,+Na WF-K(I,O) - ~(0.0)

WF=(OQ-OQ~P-P~/(OP-OP~-Q*Q~)

QQ=N,fW,W 0P=P/(N1+NJ

~ ( 1 ,OHSE-Q/Q1)

IC(O,O) = (SP-QL/Q)

K(~,O)=(PQ' ~ ( 1 ,O) + PIQ K(O,O)] /(PQ'+plQ)

Intemrétation de la sensibilité. de la saécificite. des valeurs ~rédictives et de l'efficience d'im

Le problème de la sensibilité et de la sp&z~cité

La sensibiiitk et la spécincité sont d a mesures non calibrées de la qualité d'un test. Ces

mesures possedent tous deux un point zéro et une échelle variable. Le problème avec

l'interprétation de ces mesures peut être exprimi dans l'exemple suivant Si je dis qu'il fait 40

degrés à l'extérieur, est-ce que cela indique par Ic f ~ t même sril fait chaud ou fioid? Pour le

savoir, je dois préciser si l'échelle utilisée est en Celsius ou en Fahrenheit et à quel degré sont

les points de congélation et d'ébullition de ces deux échelles (32 et 212 respectivement si

l'échelle est en Fahrenheit et O et 100 si l'échelle est en Celsius). Alors, lorsqu'on rapporte

qu%i test est spécifique à 99.9% mais non légitime? le fiiit est que 99,9% peut ne pas être

sfisamment élevé.

Mathématiquement, la sensibilité et la spécificité sont exprimées comme suit:

SE=VPP Sp=VNIPr

ou SE = Q + popdq/P SP = Q1 + popcrq/Pi

Alors pour un test au hasard (p = O), la sensibilité égale le niveau du test (Q) et la spécificité

égale le complément du niveau du test @ = 1-Q). Pour un test légitime @O), la sensibilité

excède le niveau du test (SE>Q) et la spécificité excède le complément du niveau du test

(SP>Q'). Dans tous les cas, les valeurs idéales de sensibilité et de spécificité sont de 1,Q ce

qui est une valeur rarement atteinte. Que ce soit pour un test au hasard ou légitime, la

sensibilité et la spécificité ne varient pas de O a 1 mais de Q à 1 pour la sensibilité et de Q' à 1

pour la spécificité. Ainsi, lorsqufon donne les résultats de la sensibilité et de la spécificité, on

doit toujours indiquer le niveau du test (Q) pour pouvoir juger de sa qualité.

La qualité de la sensibilité ou de la spécificité dépend de l'endroit où elles se situent sur

I'échelle à Ifintérieur de certaines limites. Cela peut s'exprimer succinctement par les

expressions suivantes:

ic(l,O) = (sE-Q)/@ ~(0.0) = (SP- g)/Q La sensibilité peut bien être de 99,9%, mais si Le niveau du test (Q) est aussi de 99,9%. alors

la sensibilité est de q d t é "zéro" Iu(1,O) = 01. D'un autre côté, une spécincité de 70% pour

une test avec un niveau de 99,9% (Q' TOI) peut se révéler un excelient test ~~(0,0)=.0,691.

Les indices ~(1,0) et ~(0.0) sont donc des mesures de qualité de la sensibilité et de la

spécificité et des coefficients d'accord Kappa pond&&.

Le problème des va lws prgdicfiirës posifies et néga f i e s

Généralement. les chercheurs intéressés dans le développement et la documentation d'un test

semblent trouver la sensibilité et la spécificité plus attrayantes. D'un autre côté, les cliniciens

qui sont plus intéressés sur la façon dont le test peut être utilisé pour caractériser le patient ou

pour prendre des décisions cliniques semblent trouver les valeurs prédictives plus attrayantes.

Mathématiquement, les valeurs prédictives sont exprimées comme suit:

VPP = VP/Q VPN =VN/Q'

Si on se réfëre au modèle de base déjà évoqué:

VPP = P+(wpoq/Q VPN = PI + pcqmq/Qr

Alors, pour un test fait au hasard (p = O), la valeur prédictive positive égale la prévalence et

la valeur prédictive négative égale le complément de la prévalence (P'). Pour un test légitime

@>O), la valeur prédictive positive excède la prkvalence (VPP > P) et la valeur prédictive

négative excède le complément de la prévalence (VPN > Pl).

Encore une fois, Pévahation de l'importance des valeurs prédictives dépend de leur position à

Pintérieur des limites ou elles peuvent se situer. Les limites de Ia valeur prédictive positive se

situent de P à 1 et celles de la valeur prédictive négative de PI à 1 . Les indices de qualité

peuvent s'exprimer succinctement comme suit:

cc(O,O) = (VPP - P / p ~(1.0) = (VPN - P'IP)

Il apparaît donc hident que la qualité de la sensibilité est exactement identique à la qualit6 de

la valeur pr&-ctive négative et celle de la spécificité à la valeur prédictive positive.

Le problème de Iri@cÏence

Le problème de l'efficience dans la littérature médicale est que ce terme a été négligé dans

son utilisation alors qu'il est bien connu en sociologie et en psychologie.

Mathémaiiquement, l'efficience d'un test médical se définit comme suit:

EFF=VP +VN

Selon le modèle de base utilis6 précédemment:

EFF = (PQ + papaq) + (P'Q' + p-ap~q),

= PQ + PIQI + 2 - p - q ~ ~ q

Alors, pour un test fait au hasard (p = O), l'efficience est égale à:

EFF = PQ + P'Q Pour un test légitime @>O), l'efficience doit exceder la valeur PQ + P'Q'.

Comme pour la sensibilité, la spécificité ou les valeurs prédictives, l'efficience est une

mesure non calibrée avec une valeur qui dépend à la fois de la prévalence (P) et du niveau du

test (Q). Ceci a été noté il y a plusieurs années parmi des recherches effectuées en

psychologie. Cohen (1960) a suggéré que l'efficience pouvait être recalibrée afin de faciliter

son interprétation quantitative comme suit:

@FF - PQ - PQf)/(l - PQ - P'P) Cette valeur recalibrée fit appelée "coefficient d'accord Kappa de Cohen" pour la différencier

des autres coefficients Kappa. Il s'agit de l'indice de qualit6 de l'efficience ~(.5,0):

K(.S,O) = (EFF - PQ - P'Qi/(1 - PQ - PQf)

Comme pour les autres indices de qualité, ~ ( . 5 , 0 ) prend la valeur zéro pour un test au hasard

et 1 lorsque le test et le diagnostic sont en accord complet.

Maintenant, voyons comment cet indice de qualité est relié aux autres. Premièrement, notons

que:

I - P Q - P @ = P @ + P ~ Q Et alors, comme:

EFF = VP + VN E F F = P - S E ~ P * -SPI

Ainsi,

EFF-P-Q-P-Q=P-(sE-Q)+P-(sP~-Q)

=P- Q - Q ~(1.0) +P - Q - ~(0 .0 )

Et finalement:

K(-5,o) = [P@ ~(((1.0) + PQ K(o,o)]/P@ + P'Q)

Cette excursion algébrique démontre que la qualité de l'efficience est une moyenne pondérée

de la qualité de la sensibilité ou de la valeur prédictive négative (~(1,0)1 et de La qualit6 de la

spécificité ou de la valeur prédictive positive k@,O)l. Pour maximiser la qualité de

l'efficience, on doit avoir une bonne qualité de la sensîbilitt5 et de la spécificité.

Des standards pour évaluer leur importance ont été suggérés dans la littbrature. Un

coefficient d'accord Kappa de Cohen (S.0) au dessus de 0,8 doit être considéré "presque

parfaitt', entre 0.6 et 0,s "substantiel", entre 0,4 et 0,6 "modéré", entre 0,2 et 0,4 "passable", et

en dessous de O,2 " pauvre".

LES RÉSULTATS

Descrbtion de la oo~ulation et de l'échantillon (tableau

On a échantillonné 600 dossiers dont 300 en gériatrie parmi 475

(62,3%) et 300 dossiers dans les autres disciplines médicales autres

admis-sortis (7,1%) entre le 01/04/97 et 31/03/98.

patients admis-sortis

parmi 4,215 patients

Pamii les 300 patients admis-sortÏs en gériatrie, quatre (1,3%) furent rejetés parce qu'ils

étaient mal classifiés. Ces patients avaient été admis en hébergement et non en courte durée

et ce, dès l'admission. L'âge moyen était de 81 ans (écart-type de 7,4). Plus de 30% des

patients admis avaient plus de 85 ans. On retrouve 61,8% de t'échantillon de sexe féminin-

Ils proviennent surtout de l'urgence à plus de 80%. Le séijour moyen à l'unité de gCn*atrie

était de 14,6 jours avec un écart-type de 10,4 jours. Plus de 20% fiirent hospitalisés plus de

trois semaines. La distniution des admissions s'étend de façon homogène tous les jours de la

semaine saufpour une Iégére diminution le dimanche. Les patients sont admis de façon égale

le jour et en soirée, dors que les admissions de nuit ne constituent que 4% de l'échantillon.

Parmi les 300 patients admis-sortis dans les autres disciplines médicales, sept k e n t rejetés

(2,3%) parce qu'ils huent considérés mal classifiés par l'archiviste. Il s'agissait de patients

réadmis à l'intérieur de sept jours dors qu'ils avaient été transférés dans un autre centre

hospitalier de courte durée pour des soins tertiaires en cardiologie. Les disciplines médicales

représentées se disrribuent comme suit: 27.6% en cardiologie, 17% en gastro-entérologie,

4,4% en hémato-ontologie, 26,3% en médecine interne (incluant la pneumologie), 19,4% en

neurologie et 5,1% en médecine familiale. L'échantillon est composé de 293 admissions.

L'âge moyen était de 62 ans (écart-type de 17,7 années) et moins de 7.5% était de plus de 85

ans. On retrouvent autant d'hommes (50 3%) que de femmes (49,5%). Comme pour les

admissions en gériatrie, la majorité (83,6%) provenait de l'urgence. Le séjour moyen fut de

IO jours (avec un écart-type de 9,6 jours). Presque 50% des admissions ont une durée de

séjour < 7 et plus de 1 1,396 r 2 1 jours. Moins de 5% des admissions se font pendant la nuit

et sauf pour la fin de semaine? la distribution des admissions en semaine est assez égale.

La distribution des principales caract6ristiques dans la population, tant du côté de la gériatrie

que des autres disciplines médicales, est similaire tel que démontrée par des valeurs p>0,01

témoignant de l'absence de différence significative.

Fiabilité interobservateur

Nous avons évalué la fiabilité interobservateur avant le consensus entre les trois cliniciens

experts quant à leur jugement implicite. Pour ce f- un sous-échantillon comprenant toutes

les admissions jugées non pertinentes selon CAEP en gériatrie (N,=77/296) et en médecine

(N1=36/293) en plus d'un 6chantilIon aléatoire parmi Les admissions jugées pertinentes en

gériatrie (N2=30/219) et en médecine (Nz=29/257) (1 dossier perdu lors du consensus) fut

constitué (tableau II). En gériatrie, le coefficient d'accord Kappa de Cohen ~(.5,0) est faible

(EL vs E2=û,108, El vs E34,OLl et E2 vs E34J79). Pour les disciplines médicales autres

que la gériatrie, la concordance est de O,28 1 entre El et ES, O,3 82 entre E 1 et E3 et 0,572

entre E2 et E3. Bien que meilleure, la concordance demeure tout au plus fmile à modérée

(tableau II).

Compte tenu de la faible concordance quant au jugement implicite des cliniciens, nous avons

procédé à une conférence consensus parmi les 29 et 23 cas divergents respectivement en

gériatrie et dans les disciplines médicales autres (tableau m). Si on examine la répartition des

cas divergents parmi les dossiers révisés par les trois cliniciens experts (tableau IV), on note

que pour les 29 cas en gériatrie, le consensus est allé du côté de la majorité (2 cliniciens sur

3) 18 fois sur 29 (62%) et du côté de la minorité (1 clinicien sur 3) I l fois sur 29 (37,9%).

Le consensus se répartit dans le tiers des cas vers la minorité (1 clinicien sur 3) et dans deux

tiers des cas vers la majorité (2 cliniciens sur 3). Cependant, lorsque deux cliniciens sur trois

avaient la même opinion avant le consensus, ce dernier se dirige surtout vers la pertinence.

En médecine, le consensus est alié du côté de la majorité (2 cliniciens sur 3) 15 fois sur 23

(65,2%) et du côté de la minorité (1 clinicien sur 3) 8 fois sur 23 (34,8%). La distribution du

consensus se répartit encore une fois dans le tiers des cas vers la minorité et dans deux tiers

des cas vers la majorité. Cependant lorsque 2 cliniciens sur 3 ont la même opinion avant le

consensus, celui-ci se répartit à 50-50 entre la pertinence et la non pertinence. Lorsqu'un

clinicien sur trois considère le dossier non pertinent, le consensus se dirige toujours vers la

non pertinence.

Au tableau V, nous avons regardé la répartition des dossiers divergents en gériatrie et dans

les autres discipIines médicales autres selon qu'il s'agisse de l'évaluateur 1.2 et 3. Quand on

compare pour les évaluateurs 1, 2 et 3 la distniution des pourcentages avec et contre le

consensus, on note qu'il n'y a pas de différence significative en gériatrie @=0,238), dans les

autres disciplines médicales @=O,I 16), ou au total (p4.115). Ainsi, aucun des trois

cliniciens ne se démarque statistiquement quant a la proportion respective d'accord ou non

avec le consensus.

Validité de I'AEP

Afin d'évaluer La validité de FAEP, nous l'avons comparé au jugement par consensus d'un

groupe de trois cliniciens experts selon une méthodologie décrite antérieurement (figure 3).

En gériatrie, I'AEP fiit jugé non légitime en raison d'un Khi carré à 3,03 (seuil de

signification a 6% si x2 S,84), c'est-à-dire que les résultats au test ne se démarquent pas de

ceux attendus par le hasard. La sensibilité, ou la capacité de I'instnunent à mesurer les

admissions non pertinentes, était de 62%, La spécificité de 77%, la valeur prédictive négative

de 96,6% et positive de 15,5%. L'efficience était de 75,5%. L'indice de qualité de la

sensibilité et de la valeur prédictive négative (c(1,O) était de 0,048 alors que celui de la

spécificité et de la valeur prédictive positive ic(0,O) n'était que de 0,010- Celui de l'efficience

~(.5,0) était de 0,161. Ces résultats démontrent que pour une population gériatrique, I'AEP

ne démontre pas suffisamment de corrélation avec le jugement par consensus des cliniciens

pour être un test valide. L'AEP a surestim6 le nombre d'admissions non pertinentes de plus

de quatre fois en comparaison au jugement des cliniciens experts (tableau VI a).

L'AEP a aussi été évalué pour les autres disciplines médicales selon la même méthodologie.

Le test fut jugé légitime en raison d'un Khi Carré à 28.67 (seuil de signification a 10,1% si x2 210,83). La sensibilîté ou la capacité de l'instrument à mesurer Ies admissions non

pertinentes était de LOO%, la spécificité de 95%. la valeur prédictive négative de 100% et

positive de 63,8%. L'efficience était de 95,6%. L'indice de qualité de la sensibilité et de la

valeur prédictive négative k(1.0) était de 1 et celui de la spécificité et de la valeur prédictive

positive k(0,O) était de 0,608 alors que celui de l'efficience k(.5,0) était de 0,756. L'AEP

s'avère donc un instrument valide pour juger de la pertinence des admissions dans les

disciplines médicdes. Cependant, il ne peut servir que comme test de dépistage parce qu'il

surestime les admissions jugées pertinentes par les cliniciens par un indice de 1,s fois

(tableau VI b).

Raisons d'admissions non ~ertinentes

Au tableau W, on retrouve les raisons de non pertinence des admissions selon 1'AEP et

l'opinion des médecins experts suite au consensus en gériatrie et pour les autres disciplines

médicales. Nous avons regroupé dans la catkgorie A tous les items de I'annexe III se

rapportant aux intewentions diagnostiques et thirapeutiques (#1, 2, 3, 10). La catégorie B

regroupe les soins autres que courte durée (#4,5,6, 7, 1 1, 12). La catégorie C s'intéresse aux

admissions prématurées (item 8) ou avec une absence de plan (item 9). La catégorie D

regroupe l'item 13. soit la non cornpliance du patient à ses traitements. EnGn, la catégorie E

regroupe l'item 14 soit tous les autres cas.

En gériatrie, 75/77 (97,4%) des dossiers jugés non pertinents selon l'AEP et 12/13 (92.3%)

des dossiers jugés non pertinents selon les cliniciens étaient disponibles pour révision.

Respectivement, 21,3% et 25% des admissions non pertinentes selon 1'AEP et les cliniciens

sont attribuables a des interventions diagnostiques et thérapeutiques qui auraient pu être

accomplies en ambulatoire. La majorité des admissions non pertinentes étaient atûibuables

(70,7% selon l'AEP et 66,6% selon les cliniciens) à l'utilisation de soins de courte durée dors

qu'un autre niveau de soins était requis (le plus fréquemment, il s'agissait de soins de

réadaptation).

Dans les autres disciplines médicales que la gériatrie, on retrouve l'inverse. En effet, la

majorité des admissions non pertinentes est plutôt secondaire à une mauvaise utilisation des

services ambulatoires (72% selon L'AEP et 91,3% selon les cliniciens), alors que c'est la

minorité qui était amibuable au fait qu'un autre niveau de soins que la courte durée aurait été

requis (environ 20% selon I'AEP et seulement 4.35% selon Ies ~Iiniciens).

DISCUSSION

Principaux rkultats

La validité de llAEP a été étudiée à partir d'un échantillon représentatif des patients admis et

ayant obtenu leur congé au cours de l'année 1997-1998 en medecine et n: gériatrie du Centre

hospitalier affilié - Pavillon Enfant-Jésus, un centre à vocation tertiaire en traumatologie et

neurochirurgie.

L'Appropriateness Evaluation Pvotocol s'est av& une instrument valide pour les disciphes

médicales et non valide en gériatrie pour juger de la pertinence des admissions. L'AEP a

tendance à surestimer la non pertinence des admissions en comparaison a un consensus

formulé par des cliniciens experts.

L'évaluation de la pertinence ou non des admissions à l'aide du jugement des cliniciens pris

individuellement est peu fiable. Dans la présente étude, le processus de validation de la

mesure étalon mis en place afin d'en arriver à un consensus parmi les cas jugés divergents n'a

pas 6té influencé par la pression de se conformer au jugement de la majorité ni par la

prépondérance d'un des cliniciens puisqu'aucun ne se démarquait statistiquement quant à la

proportion respective d'accord ou non avec le consensus.

Lorsqu'on considère les services disponibles plutôt que ceux les plus appropriés dans un

contexte idéal, une sous-utilisation des services diagnostiques et thérapeutiques en

ambulatoire apparaît comme la principale raison d'admission non pertinente dans les

disciplines médicales. En gériatrie, L'utilisation de lits de courte durée pour des patients qui

nécessitaient des soins de réadaptation apparaît comme la principale raison d'admission non

pertinente.

Forces et faiblesses

Parmi les forces de cette étude. il faut noter la qualité de l'échantillon qui représente très bien

les admissions dans les disciphes médicales et en gériatrie au cours d'une année complète

que ce soit selon ltâge, le sexe, le type d'admission, la durée de séjour de même que le jour et

l'heure d'admksion. De plus, tous les dossiers de patients sélectionnés ont été retracés et

révisés pour s'assurer de leur concordance avec les critères de sélection dans l'étude. Aucun

dossier de patient da été perdu au suivi ce qui contraste avec certaines études faites sur la

validité de I'AEP. Tsang a pris une population gériatrique provenant à 100% de la salle

d'urgence admise prospectivement sur une période de trois semaines. Même si l'auteur

conclut que L'AEP est valide, on ne peut malheureusement pas éiiiminer lrintroduction d'un

biais de sélection compte tenu du fait que sur 186 admissions, 21,5% étaient perdus de vue

pour l'analyse[42]. Il est certain que le fait d'avoir utilisé dans la présente étude un

échantillon de patients ayant déjà obtenu leu. congé et dont les dossiers provenaient des

archives, a permis de minimiser les perdus de vue.

L'AEP est une procédure systématisée de mesure de la pertinence des admissions en courte

durée. L'échelle s'appuie sur 16 critères explicites indépendants du diagnostic qui réfêrent

aux services médicaux reçus, aux services infinniers et à Pétat clinique du malade. Les

informations permettant de retrouver un des seize critères sont relativement faciles à obtenir.

L'instrument a également prévu la possibilité de déroger aux critères selon des instructions

prévues au protocole. Dans l'étude présente, des contacts ont été établis avec le docteur

Reshiccia afin de s'assurer d'obtenir le protocole et de suivre rigoureusement les diffi5rentes

étapes. Pour des raisons de faisabilité, deux des trois cliniciens utilisés pour établir la mesure

étalon provenaient du milieu même où a été sélectionné l'échantillon. Certains des dossiers

qu'ils ont révisés étaient connus d'eux et malgré des instructions strictes quant a l'objectivité

qu'ils devaient conserver, on ne peut éliminer un biais d'information. Cependant, le

processus utilisé pour établir la mesure étalon a permis de minimiser ce biais puisque les

dossiers divergents ont été regroupés lors d'une conférence consensus et discutés séparément.

D'ailleurs, l'analyse des cas divergents a démontré que la méthode utilisée a permis aux

cliniciens de partager l'information sans qu'il n'y ait d'infïuence indue quant au poids de la

majorité ou la prépondérance de l'opinion diin clinicien par rapport à un autre.

Une autre force de cette étude réside dans le cadre d'analyse utilisé pour déterminer Ia

validité. La validité d'un instrument réside dans sa capacité de refléter la vérit6. Ii n'y a

évidemment pas dfùidicateur absolu pouvant nous assurer qu'une admission est pertinente ou

non. Pour cette raison, nous nous devons de comparer tout instrument avec le jugement d'un

groupe de cliniciens. Dans les études antérieures visant à valider L'AEP, on a utilisé l'opinion

d'une majorité de cliniciens [64], [62]. [461, [42], [63] plutôt que le jugement d'un consensus

d'experts. Dans La présente étude, nous avons déterminé la validité à I'aide de mesures de

sensibilité, de spécificité, de valeurs prédictives positives et négatives et d'efficience selon

une méthodologie décrite par &C. Kraemer [60]. Cette rnétbûdoiogie a plusieurs avantages.

Elle permet de juger de la légitimité du test et de la qualité des indices. De plus, elle permet

d'obtenir des estimations valables des valem Q (niveau du test), des valeurs prédictives

positives et négatives, tout en utilisant un sous échantiiion prospectif et ainsi limiter les coûts

et le temps d'utifisation des cliniciens experts.

Qu'en est-il de la validité externe

D'un point de vue statistique, les résultats sont généralisables à une population identique à

celle échantiilonnée. Rappelons que la population étudiée fut admise principalement via la

salle d'urgence (85%) dans un hôpital contenant des vocations tertiaires en traumatologie et

en neurochinirgie, sihié en milieu urbain et possédant une afnliation universitaire.

Il faut être prudent quant à la validité de l'instnunent dans un autre système de soins, avec

une clientèle différente dont les alternatives à l'hospitalisation et les experts définissant les

règles de pratique seraient différents. L'instniment s'est avéré valide pour les disciplines

médicales et non valide pour les malades admis en unit6 de courte durée gériatrique (UCDG)

alors qu'on a considéré les services disponibles et non ceux les plus appropriés. On sait que

l'instrument a été construit pour évaluer les besoins en courte durée alors que le clinicien est

souvent conf?onté à l'admission d'un patient en considérant d'autres facteurs, comme sa

condition psychosociale ou simpIement Ie fait que des mesures aiternatives ne sont souvent

pas disponibles.

CONCLUSION

Compte tenu des pressions de plus en plus fortes sur les ciiniciens pour une utilisation

efficiente des lits de courte durée, il devient de plus en plus nécessaire d'une part d'éliminer

toute mauvaise utilisation des lits de courte durée mais d'autre part de préciser la validité de

ces instruments provenant d'autres systèmes de santé et ce, en fonction de populations

différentes (gériatrique, pédiatrique, psychiatrique) et des senices altematïfi disponibles.

Cette étude a mis en évidence les difficultés inhérentes à l'utilisation d'instnunents validés

dans un autre système de soins de sant6 auprès d'une population souvent non gériatrique.

L'AEP s'est montré un instrument valide auprès d'une clientèle non génatnque mais a eu

tendance à surestimer les admissions non pertinentes. Cela est relié au fait que le système de

soins de santé au Québec ne comprend pas toutes les alternatives a l'hospitalisation ou que

celles-ci ne sont pas utilisées de façon optimale comme on pourrait le retrouver aux Etats-

Unis d'où proviennent ces instruments. Ainsi, l'utilisation de L'AEP devrait être restreinte au

dépistage des cas potentiels d'admissions non pertinentes et nécessiter la révision d'un

clinicien pour une opinion définitive.

Pour les patient& gériatriques traités dans le contexte des soins de santé au Québec,

l'instrument s'est avéré non valide contrairement à ce qui a été rapporté dans une étude

récente auprès de cette population au Royaumme-Uni[42]. D'ailleurs, une autre étude faite

récemment au Québec avec 1'1SD-AC et le MPAC permet de conclure que ces outils ne sont

pas adaptés au système de soins actuels [65].

L'avenir de la recherche sur l'évaluation de la pertinence des admissions en courte durée pour

une population gériatrique devra nous permettre de répondre aux défis suivants:

1. développer des outils valides qui tiennent compte des caractéristiques particulières de la

clientèle gériatrique principalement en regard de l'autonomie fonctionnelie;

2. t e k compte de I'accesm'bilit6 limitée aux ressources alternatives (Liste dratteinte a l'unité

de réadaptation fonctîomelie intensive (üRFI), en hôpitaux de jour, en lits d'hébergement,

de dépannage et de convalescence);

3. t e k compte des modifications des pratiques de soins en cours dans le d e u (virage

ambuiatoire).

Ultimement, on doit s'assurer du bien-être du malade dans des conditions de traitement et de

réponses awc besoins fondamentaux et ce, malgré la rareté des ressources. Compte tenu du

fait que l'efficacité des ressources aItematives de même que les économies potentielles

associées à leur usage demeurent encore contmvmées, on doit faùP attention de ne pas

diminuer l'accessibilité des Lits de courte durée à certaines clientèles [32].

ANNEXE 1: APPROPRIATENESS EVALUATLON PROTOCOL

CRITÈRES D'ADMISSION A P P R o P R I ~

Coma, inconscience ou désorientation d'installation récente. Pouls c 50 par minute ou > 140 par minute. Tension artérielle systolique c 90 ou > 200 mmHg etfou tension artérielle diastolique < 60 ou > 120 mmHg. Cécité ou surdité soudaine. Perte subite de la capacité de bouger un membre (une partie du corps). Fièvre persistante depuis plus de cinq jours > 37,8'C (lOO°F) buccale ou > 38,3'C (1 0 1 OF) rectale. Saignement actif. Troubles électrolytiques ou des gaz du sang graves:

a) Na (sodium) c 123 ou > 156 mmol/l b) K @otassium) c 2,s ou > 6.0 mmoM c) HCO, < 20 ou > 36 mmoM (sans qu'il n'existe des causes de chronicité) d) pH artériel c 7,3 ou > 7.45.

Évisc6ration ou déhiscence d'une plaie. Ischémie aiguë à l'électrocardiogrammee Médication intraveineuse etlou remplacement des pertes liquidiennes (n'inclut pas le traitement entéral) Chirurgie ou autre acte médical prévu dans les 24 heures nécessitant soit une anesthésie générale ou régionale; soit t'utilisation de matériel, de services uniquement disponibles dans un centre hospitalier Surveillance des signes vitaux (pouls, tension artérielle, fiéquene respiratoire, télémétrie) à toutes les deux heures ou moins. Prescription d'un traitement pharmacologique nécessitant une surveillance continue ou faisant craindre une réaction allergique ou hémomgïque. Antibiothérapie intramusculaire au moins trois fois par jour. Utilisation de façon in termi t te ou continue d'une assistance respiratoire au moins une fois toutes les huit heures.

ANNEXE II

Selon votre jugement clinique et vos connaissances des services intra et extra hospitalier au Pavillon EnfmtJésiis, croyez-vous qu'il €tait nécessaire d'admettre ce patient en courte durée?

1- oui 2- non

Si vous croyez que ce patient ne devait pas être admis, indiquez la o a les raisons qui motivent votre choix (Pourquoi?)

ANNEXE III

Raisons d'admissions non pertinentes:

Toutes les interventions diagnostiques etLou thérapeutiques auraient pu être accomplie(s) en ambulatoire

Les interventions diagnostiques etlou thérapeutiques auraient pu être accomplies en ambulatoire cependant le patient demeure trop bin du centre hospitalier

Les interventions diagnostiques evou thérapeutiques auraient pu être accomplies en ambulatoire cependant elles n'auraient pu être faites dans le temps requis

Le patient nécessite des soins institutionnels mais à un niveau autre que celui de courte durée

Le patient nécessite des soins dans un centre hospitalier de soins de longue durée (CHSLD)

Le patient nécessite des soins dans un centre d'accueil d'hébergement (CAH)

Le patient nécessite des soins dans une résidence d'accueil publique ou privée

L'admission est prématurée i.e. un jour ou plus avant qu'une intervention ne soit planifiée

Absence de plan prévu pour des interventions diagnostiques eVou thérapeutiques

10. L'intervention chirurgicale aurait pu être accomplie en ambulatoire

1 1. Le patient nécessite des soins palliatifs

12. Le patient nécessite que des soins sociaux pour des fins de protection contre un abus potentiel

13. Le patient n'est pas observant à ses traitements

1 4. Autre, spécifiez:

TABLEAU I : Comparaison quant aux caract6ristiques de Ia popdation cible et de

I'6chanüüon dCatoire en geriatrie et dans les disciplines médicaies

CARA~RISTIQUES 1 G & I ~ M ~ E 1 Admissions 1 IhhantiIIon 1 N475 1 ) 1 Ne96 1 (%) 1 *p I 1 I 1 I

M~DECINE Admissions &c bantiiion

N4215 / (./m.) 1 N=293 1 (%) 1 *p I l I I

I I

, Type d'admission

81,05 7,43

14,57

- Age Moyen. ( annk )

Écart-type Séjour moyen (jours)

Sexe

81,13 1 7,29 1

13.71

(83.61) ( 6¶63 (16,38) /

Urgent ( 420 Électif 1 55

Durée de séjour

'valeur p

F Écart-îype

Mascuiin Fdminin

Heure d'admission

11,75

1

10,37 1 1 IO,&

Age (années)

NS

NS

I I l

3474 1 (82,42) f 245 741 1 (1738) 1 48

(88,42) ( 259 (11,58) 1 37

(50,51) 1 0,885 (49.49) 1

2153 2062

(47.78) (29.69) (1 126)

0-6 jours 7=13 jours 14-20 jours

62,59 17.13 10,37

61.95 17,65 10.02

1 937

~ 6 5 6 (1,2631 4 (-9 1968 1(46,69) ) 139 1049 1 (24.89) f 73

75-84 229 (48.21) 149 (50.33) 0'93 V J 1 4 ) 1 59

0,89 179 296

097

(52.55) (42,32) (5,121

NS

NS I

(87,s) (12,s)

(4744) (24,91) (20,13) (7,s) 285 161 (33,89) 94 (31,75) 265

(51.08) (48.92)

140 87 33 O,99

221 jours

96 197 107

039 2097 1823 0,97

, 8h00-lm9 1 216 16h00-23h59 ) 238

O,73

OY76 (6,29) 1 22

148 145

(37.68) 1 1 13 (62.32) f 183

(38.17) (61,82)

33 1 (11.26) 9s 509

1971 1263 472

(20.21) 1 56 (41.4'7)) 116 (22,s) 1 67

(49,75) (43.25)

(45.47) (50,ll)

(15,79) 57 1 (19,25) (12,081

(46,76) (29,96) (1 1.20)

(18,91) (39.19) (22.63)

154 124

295 1 (7.0)

135 ) (45,6) 149 1 (50,33)

OhOO-7h59 1 21 1 (4.42) 15 12 1 (4.05)

TABLEAU II: : Fiabüitt interobservateur entre Ies trois cliniciens experts selon ieur jugement impiicite de ta pertinence des admissions en gériatrie et en médecine (E, : R6viseur 1, E, : Réviseur 2, E, : Rkviseur 3)

O.A. 4 , 8 9 SNA=O,OS Kappa (Cohen) =O, 108 LCI(-û,163, 0,378)

O A . 4474 SNA=O,O7 Kappa (Cohen) =0,011 1.C.-0,160, O, 182

O.A. 4 , 8 1 SNA=0,13 Kappa (Cohen) =û,Lïg I.C.-O,O 18,0,376

0.A: Overaii Agreement 1.C: Intervalle de confiance & 95%

O.A. : 0,75 SNA: 0,36 Kappa(Cohen) :0,382 LC-: O,l48,0,6lS

SNA: Specific Non Acute Agreement Kappa (.5,0): Kappa de Cohen

TABLEAU III : Résultats de la conférence consensus et de l'opinion des cliniciens experts quant i b pertinence ou non des admissions en g6riaMe et dans les disciplines médieaies

GÉRIATRIE Fr6q %

Consensus E, % & Fréq % Cum Ciim

12.1 16.7

Non pertinent Non pertinent Non pertinent

n(convergents)=78 n(divergents)=29

Non pertinent Non pertinent

, Non pertinent Non pertinent Non pertinent

: 1 1 0.9 2 1 1.9 5 1 4.7 6 1 5.6 7 1 6.5 13 112,l 17 1159

2 8 4.5 1 11

NP P P NP NP

NP NP NP P P

18 30

Non pertinent Non pertinent

NP I P NP I P P I N P

16,8 28.0

NP P

NP /NP NP INP

NP 1 1 ) 0.9 NP 1 1 1 0,9 P 1 3 1 2.8

Non pertinent , P Pertinent

107 1 100.0

8 3

NP 1 1 P 1 i

P \NP 1 6 , 5,6

Pertinent Pertinent Pertinent

4 6 1

NP 1 2

0.9 09

P P P

P NP

3.0 1 13 119.7 6.1 1 17 1 25,8

36.4 45,s 47.0

NP I P P 1 P NP I P

6.1 , 24 Non pertinent 1 P Pertinent INP

3.7 0,9 112 72.0

P I P 1 4

4 3 4.5

9,l 1.5 Pertinent

NP ]NP NP IN P P / P

20 1 30,3

P 1 P

30 31 P

Pertinent

1 12 77

100,O 35 1 53.0 P 66

TABLEAU N : Repartition des cas divergents parmi les dossiers r6visés par les trois clinfciens experts

Gériatrie CONSENSUS

2 cliniciens sur 3 1 16

n cliniciens sur 3

Médecine

Pertinent

1 clinicien sur 3

CONSENSUS

Non pertinent

1

I - -

1 clinicien sur 3 O I 8

II cliniciens sur 3

2 cliniciens sur 3

10 11

Pertinent

7

Non pertinent

8 15

TABLEAU V : RCparütïon des dossiers divergents seIon L~évaluateur E, vs Ez vs E3 en gtriatrie, dans ks disciplines médicaies et aa totai

Contre (%) Contre (%)

12(41,38)

W w 7 )

2q50)

Consensus Avec (54)

18(62)

Wq3

34(65,38)

Avec ( O h )

Gériatrie 29

Médecine 23

Total 52

TABLEAU VI a): Validité de l'échelle AEP en comparaison du consensus des trois cliniciens experts en g6riatrie

NP=non pertinent PE-ertinent N,,=296

AEP

Prévalence=P =,O4 + 0,024 = 0,065 Niveau du test =Q +,O4 +O ,219 =0,260 Sensibilité = SE=0,04/(0,04+0,024) = O,62 1 Spécificité = SP=û,715/(0,219+0,740)= 0,765

Consensus (cbiciens)

Valeur prédictive positive = VPP=O,04/(0,04+0,219)= O, 155 négative = VPN=O,7 1 S/(O,7 lS+O,O24)= 0,966

Efficience =EFF=,04+,7 15 4,755

I

PE I

i

VN = 0,715 (29) FP = 0,î 19 (65) P' = 0,935 (94)

TABLEAU VI b): VaiiditC de L'tcheiie AEP en comparaison du consensus des trois cliniciens experts pour les autres disciplines médicaies

NP==non pertinent PE=pertinent N,=293

AEP

Prévalence=P =0,078 + O = 0,078 Niveau du test -4 =0,078+ 0,044 4,121 Sensibilité = SE=0,078/(0,078+0) =l,O Spécificité = SP= 0,877/(0,044+0,877)= O,% 1

Valeur prédictive positive = VPW,078/(0,078+0,044)= 0,638 négative = VPN=0,877/(0,877+0)= 1 ,O0

Efficience =EFF=0,078+0,877 =0,955

1 NP

Consensus (cliniciens)

PE

NP

W = 0,078 (23)

FP = 0,044 (13)

PE 1

I

FN = 0,OO (O) P = 0,078 (23)

VN = 0,877 (29) PL = (14,078) (42)

TABLEAU VTI : Raisons d9aàmissions non pertinentes

AEP MD AEP MD 75(100) 12(100) 36(100) 23(100) N (/O) N (%) - N ( O h ) N (Yo)

(A) Interventions diagnostiques eUou thérapeutiques auraient pu être accomplies en ambulatoire.

(B) Le patient nécessite des soins mais P an niveau autre que courte durée

53 (7447) 8 (666) 7 (19,4) 1 (4935)

(C) L'admission est prématuree et/on on note une absence de plm.

1 (1,331 0 (0) 2 (7,7 1 (4935)

@) Le patient n'est pas observant à ses traitements

AEP=Appropriateness Evaluation Protocoi M.D.= Cliniciens experts

FIGURE 1: Relation entre ks besoins pour des services hospitaiïers et les semces reçus

Est-ce que le niveau de soius hospitaIiers fiit reçu? Oui Non

oui Est-ce que le niveau

de soins était nécessaire?

non Utilisation

Réf,: Restuccia, LD, and L. Tracey, The Definition and Measurement of Undmtilization. Working pager, Boston University School of Management HeaIth Pollcy Institute, May 1987,

FIGURE 2: Relation entre les coats hospitaliers, Ia quantitt de seMces reçus et les bCntftces pour Ir sant6

Coût unitair d Effets

Coûts totaux

Quantité de services

Ref: Payne, Pew Mernorial Trust

FIGURE3: Définition des termes et description des résultats pour un sous 6chrntillonnage prospectif selon E.C. Kraemer[60]

AEP

N,=échrurtillon n o n pertinent

PE=perünent

VPP=Valeur prédictive positive=VP/(VP+FP)=VP/Q VPN=Valeur prédictive négative =VN/(VN+FN)=VN/Q' EFF=Efficience = VP+VN--Q-VPP+QIVPN

Note: WF= Weighing Factor OQ= Proportion observée de tests positifs OP= Proportion observée de diagnostics positifs ~(l,O)=Kappa de la sensibilité et de la valeur prédictive négative x(O,O)=Kappa de la spécificité et de la valeur prédictive positive ~(.S,O)=Coefficient d'accord Kappa de Cohen x" 3,84 (seuil de signification à 5%)-6,63 (seuil de signification à 1%)->10,83 (seuil de signincation a O. 1%)

NP VP

FP

PE FN

VN

1 P

P'=t-P

Consensus (cliniciens)

NP

PE I

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