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Délais de réalisation des scanners prescrits par les urgences dans un CHU parisien
S38
XXXe Congrès national Emois Nancy, 23 et 24 mars 2017 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 65S (2017) S28–S40
données 2015 et du 1er avril au 31 mai 2017 pour les données 2016. Les résultats de ces enquêtes pourraient être disponibles sur la plateforme ScanSanté afin que des professionnels puissent échanger sur des thématiques ciblées comme la consommation d’antibiotiques. Mots clés Médicament ; Enquête Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens
http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.092 P29
Évolution du score de dépendance physique d’un patient insuffisant cardiaque dans un centre SSR spécialisé en cardiologie
P. Papin ∗ , J.-M. Gouin Département d’information médicale SSR, centre Bois-Gibert, Ballan-Miré, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (P. Papin) Introduction La prévalence de l’insuffisance cardiaque (IC) augmente dans la population générale. Cette affection réduit les activités de la vie quotidienne (AVQ). Dans notre unité de soins de suite (SSR), les insuffisants cardiaques représentent 30 % des patients hospitalisés en 2015. L’IC peut être la raison principale de la rééducation ou être associée à la pathologie causale. La dépendance physique d’un patient en SSR est l’un des critères reflétant la lourdeur de la prise en charge. Elle étudie quatre variables cotées de 1 à 4 : l’habillage, les déplacements, l’alimentation et la continence. L’outil PMSI permet-il d’estimer l’évolution du degré de dépendance chez les patients en IC ? Méthodes Nous avons isolé dans la base de données de 2015 de notre centre, les patients avec les codes CIM10 « I. 50- ». Nous avons analysé les variables de dépendance physique remplies en début et fin de séjour selon la méthodologie de l’ATIH. Par ailleurs, nous avons extrait les actes de reconditionnement à l’effort. Résultats Pour l’ensemble de la population (n = 515), le score de dépendance physique à l’entrée était de 7,5. À la sortie le score était de 6,0 (p < 0,05). Pour les insuffisants cardiaques (n = 171), le score de dépendance physique à l’entrée était de 7,9. À la sortie, le score était de 7,0 (p < 0,05). Les principaux GME sont : les insuffisants cardiaques (32 %), les valvulopathies (29 %) et les coronaropathies (26 %). La durée moyenne de séjour étant de 23,7 jours Il n’y pas de corrélation entre l’âge du patient (moyenne : 75 ans) et la dépendance physique, avec cependant, des valeurs plus importantes retrouvées chez les patients les plus jeunes. Le nombre d’actes de reconditionnement à l’effort ne diffère pas selon la présence d’une insuffisance cardiaque ou pas (moyenne de 2,5 actes par jour). Discussion/Conclusion L’outil PMSI de cotation du score de dépendance physique, utilisé avec rigueur selon les règles du guide méthodologique, permet une approche quantitative des AVQ et donc de la qualité de vie, plus altérée chez les patients en IC, avec une récupération plus lente. Mots clés Dépendance ; Insuffisance cardiaque. Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens
http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.093 P30
Validation de « l’algorithme cancer » pour identifier les hospitalisations liées à la prise en charge du cancer dans les bases PMSI MCO
L. Petit , C. Le Bihan-Benjamin ∗ , P.-J. Bousquet , Groupe de travail (B. Garrigues, F. Gomez, B. Le Vu, P. Métral, S. Quesnot, F. Séguret, D. Theis) Institut national du cancer (INCa), Boulogne-Billancourt, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (C. Le Bihan-Benjamin) Introduction Afin d’identifier l’activité spécifique de cancérologie, un algorithme destiné à extraire des bases PMSI MCO nationales, les résumés de sortie anonymes correspondant à des hospitalisations relevant d’une prise en charge
liée au cancer a été développé. Cette étude a pour objectif d’en tester la validité globale et selon la catégorie d’établissement et d’analyser les raisons des discordances. Méthodes Une étude observationnelle transversale a été menée dans 38 établissements comparant l’information de référence (séjour lié au cancer ou non) disponible dans le dossier médical au classement par « l’algorithme cancer ». Les séjours ont été tirés au sort dans la base PMSI nationale 2012, hors séances (stratification par catégorie d’établissement). La validité intrinsèque de l’algorithme a été estimée pour chaque établissement puis redressée pour estimer des résultats par catégorie d’établissement et au niveau national. Résultats L’étude a inclus 2340 séjours (541 avec et 1799 sans lien avec un cancer) : 53 séjours prenant en charge un cancer n’ont pas été détectés et 29 ont été détectés à tort. Les faux négatifs correspondent principalement à des manques de recueil du cancer en diagnostic associé significatif. Un tiers des faux positifs s’explique par un code « Tumeur à évolution imprévisible ou inconnue ». La sensibilité de l’algorithme varie de 74,4 % [60,9−87,9] pour les CHU à 95,8 % [93,4−98,1] pour les CLCC et sa spécificité se situe autour de 98 % pour chacune des catégories. Après redressement, au niveau national, l’algorithme cancer a une sensibilité de 85,0 % [84,1−85,9], une spécificité de 98,5 % [98,4−98,6], des valeurs prédictives positives et négatives de 90,5 % [89,8−91,3] et 97,5 % [97,3−97,6] respectivement. Discussion/conclusion L’algorithme présente une bonne validité intrinsèque. Il permet de sélectionner la plupart des hospitalisations liées à une prise ne charge de cancer dans la base PMSI MCO nationale en minimisant la sélection de séjours sans lien avec une prise en charge de cancer. Mots clés Cancer ; Algorithme ; Validation Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.094 P31
Délais de réalisation des scanners prescrits par les urgences dans un CHU parisien P. Troude a,∗ , B. Le Corre b , J. Muzadi a , B. Galichon c , V. Bousson d Service de santé publique, HU Saint-Louis-Lariboisière-Fernand Widal, AP–HP, Paris, France b Pôle imagerie, HU Saint-Louis–Lariboisière–Fernand-Widal, AP–HP, Paris, France c Service d’accueil des urgences, hôpital Lariboisière, AP–HP, Paris, France d Radiologie ostéo-articulaire, hôpital Lariboisière, AP–HP, Paris, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (P. Troude) a
Introduction L’hôpital Lariboisière (AP–HP) est le premier site d’urgences de Paris et connait une demande accrue de scanners. Un nouveau scanner sera implanté fin 2016 et sera consacré aux trois quarts aux urgences et aux patients hospitalisés en aval des urgences. Un des éléments permettant d’évaluer l’impact de ce projet est le délai de réalisation des scanners prescrits par les urgences, mais aucune donnée n’était disponible. L’objectif de cette étude était d’évaluer le délai de réalisation des scanners prescrits par les urgences de Lariboisière. Méthodes Tous les patients ayant bénéficié d’un scanner prescrit par les urgences entre le 29/02/2016 et le 21/03/2016 ont été inclus. Les données ont été recueillies rétrospectivement à partir des différents logiciels du système d’information. Le délai de réalisation a été défini comme la durée entre l’horaire de réalisation du scanner, approchée par l’horaire de mise à disposition des images dans le PACS, et l’horaire de prescription du scanner issue du dossier Urqual du patient. Les délais ont été décrits en médiane, 1er et 3ème quartiles. Des analyses stratifiées sur le type d’examen, le jour de la semaine, la période de réalisation dans la journée ont été réalisées afin d’évaluer l’impact de ces paramètres sur le délai de réalisation des scanners. Résultats Sur la période d’étude, 525 scanners ont été réalisés. Les deux tiers des scanners étaient des scanners cérébraux. Le délai médian de réalisation était de 96 minutes (Q1-Q3 : 42–181). Le délai médian de réalisation variait selon le type d’examen, le jour de réalisation et la période de réalisation au cours de la journée. Discussion/conclusion Le délai médian de réalisation des scanners était de 1h30 mais il était supérieur à 3 heures pour un quart des patients. Les données
XXXe Congrès national Emois Nancy, 23 et 24 mars 2017 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 65S (2017) S28–S40 ne nous ont pas permis de décomposer les différentes étapes (prescription, envoi de demande, réception. . .) et d’évaluer l’impact de facteurs liés à l’examen comme l’injection de produit de contraste. Une analyse de processus permettra de compléter cette première analyse quantitative. Mots clés Urgences ; Scanners ; Délai de réalisation Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.095 P32
Corrélation entre les niveaux de sévérité des GHM et les indicateurs de comorbidité de Charlson et d’Elixhauser
M. Vannier , X. Lenne , C. Lauérière , D. Theis , A. Bruandet ∗ Département d’information médicale, CHU de Lille, Pôle de santé publique, pharmacie et pharmacologie, Lille, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (A. Bruandet) Introduction Considérer les niveaux de sévérité du GHM comme un signe de gravité clinique paraît opportun. L’objectif du travail est d’analyser la corrélation entre les niveaux de sévérité et les indicateurs de comorbidités de Charlson et d’Elixhauser. Méthodes La population d’étude est composée de l’ensemble des séjours au CHRU de Lille entre 2012 et 2015 groupés dans des GHM de niveau 1, 2, 3 ou 4. Un échantillon de construction (2014−2015) et un échantillon de validation (2012−2013) sont considérés. Les niveaux de sévérité ont été comparés aux scores de comorbidité de Charlson et d’Elixhauser (en continu et discrétisé) en bivarié puis multivarié par régression logistique ordonnée ajustée sur le genre, l’âge, la durée de séjour, les modes d’entrée et de sortie, l’activité de soins (ASO), le nombre de RUM et le recours à une unité chaude. Résultats Les échantillons de construction et de validation étaient composés respectivement de 136 223 et 133 813 séjours. Dans l’échantillon de construction, les taux de niveaux 1, 2, 3 et 4 étaient de 61,1 %, 19,2 %, 13,0 % et 6,7 %. En bivarié, le score de Charlson moyen s’élevait à 0,7 pour les niveaux 1, 1,7 pour les niveaux 2, 2,3 pour les niveaux 3 et 2,4 pour les niveaux 4 (p < 0,0001), le score d’Elixhauser respectivement 0,7, 1,9, 2,6 et 2,7 (p < 0,0001). En multivarié, le modèle le plus robuste est celui intégrant le score d’Elixhauser en continu (aire sous la courbe de ROC : 88,4 %). En termes de comparaison entre niveaux observés et estimés, la discrétisation du score d’Elixhauser améliorait la qualité du modèle. Les taux de concordance étaient élevés pour les niveaux 1 (95,5 %) et relativement faibles pour les niveaux 2,3 et 4 (21,9 %, 29,8 % et 40,2 %). Ces résultats ont été retrouvés dans l’échantillon de validation. Discussion/conclusion Même si le niveau de sévérité n’approche pas l’intégralité des composantes des scores (concordance insuffisante), cette analyse a montré une meilleure relation entre les niveaux de sévérité et le score d’Elixhauser. Mots clés Score de comorbidité ; Concordance ; Niveau de sévérité des GHM Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.096 P33
Développement d’un outil de suivi du codage des techniciens d’information médicale, exhaustivité et qualité, au département d’information médicale du CHIC de Cornouaille, Quimper, France
S. Vonwyl , F. Kerautret , T. Gaches ∗ Département d’information médicale, CHIC de Cornouaille, Quimper, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (T. Gaches) Introduction Les départements d’information médicale, dans le cadre de la tarification à l’activité (T2A) et par l’intermédiaire du programme de médica-
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lisation des systèmes d’information (PMSI), ont pour mission d’envoyer aux tutelles, de manière mensuelle, des données d’activité de qualité. Pour répondre à cet objectif, les équipes sont constituées de techniciens d’information médicale (TIM) qui ont en charge, notamment, le codage des diagnostics et des actes des séjours d’hospitalisations. La qualité des données est analysée avant chaque envoi par des TIM spécifiques ou des médecins DIM. Méthodes L’organisation du codage est une problématique difficile à évaluer du fait de la diversité des types d’hospitalisations, des spécialités médicales et du profil des TIM. Le retour d’information sur les erreurs corrigées est également une difficulté. La trac¸abilité de toutes les actions entreprises pour répondre à ces deux problématiques est de plus en plus demandée aux DIM (Direction, Commissaires aux comptes, Certification. . .). Objectifs de production : déterminés en fonction des séjours à traiter par les TIM (proportion des séjours selon cinq catégories ayant chacune un objectif fixe théorique dépendant de l’organisation du codage au CH de Quimper) ainsi que du nombre de « journées codage disponibles » de l’équipe (selon les ETP, CA, RTT,.). Objectif de taux d’erreur : variable selon le type d’erreur (hiérarchisation, règle du guide méthodologique. . .) Résultats Pour tenter de répondre à ces difficultés, des tableaux de bord mensuels sont envoyés à chaque TIM par binôme. Les données sont extraites du logiciel groupeur dans lequel les TIM saisissent l’activité et permettent de calculer un taux moyen de RUM codés par jour de présence, un taux de dossiers vus ainsi qu’un taux de dossiers vus et corrigés. Ces taux sont comparés aux objectifs. Discussion/conclusion L’analyse de ces tableaux a permis d’améliorer l’exhaustivité mais également la qualité des donnés par retour individuel et rappel des consignes de manière ciblée. Mots clés TIM ; Exhaustivité ; Qualité Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.097 P34
Publications scientifiques utilisant les données de l’Assurance maladie franc¸aise (période 2007 à septembre 2016) : quel usage des bases de données médico-administratives ?
A. Weill ∗ , J. Rudant , J. Coste Département d’étude en santé publique, Caisse nationale d’assurance maladie des travailleurs salariés, Paris, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (A. Weill) Introduction L’utilisation des bases de données médico–administratives (BDMA) est aujourd’hui croissante en recherche médicale. L’objectif de ce travail était d’étudier l’usage récent des BDMA de l’Assurance maladie franc¸aise dans les publications indexées dans la base bibliographique MEDLINE. Méthodes Sélection par une requête dans l’interface PubMed des publications scientifiques entre le 1/1/2007 et le 30/9/2016 à partir des données sources de l’Assurance maladie (Sniiram, EGB et l’ensemble des BDMA y compris locales). Résultats La requête initiale a sélectionné 596 articles dont 330 répondaient aux critères d’inclusion. Le nombre de publications a fortement augmenté passant en une décennie d’une quinzaine à plus de 50 par année. Les sources de données étaient le Sniiram (n = 113), l’EGB (n = 62), les BDMA ERASME locorégionales (n = 127), celles d’autres régimes d’assurance maladie (n = 17) et les bases ALD (n = 11). Près de 80 % des publications était en langue anglaise. Il existait une importante hétérogénéité pour nommer les BDMA en anglais avec plus de 100 termes différents employés. Les articles ont été publiés dans 169 revues différentes. L’impact factor(IF) médian était de 2,8 avec 24 articles dans des revues d’IF de 5 à 9 et 8 d’IF≥10. Les principaux champs d’études concernaient le médicament en vie réelle (n = 204), la recherche sur les services en santé (n = 53), l’épidémiologie des maladies (n = 59), les études sur des populations spécifiques (n = 60) : population défavorisées, départements
XXXe Congrès national Emois Nancy, 23 et 24 mars 2017 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 65S (2017) S28–S40
données 2015 et du 1er avril au 31 mai 2017 pour les données 2016. Les résultats de ces enquêtes pourraient être disponibles sur la plateforme ScanSanté afin que des professionnels puissent échanger sur des thématiques ciblées comme la consommation d’antibiotiques. Mots clés Médicament ; Enquête Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.092 P29
Évolution du score de dépendance physique d’un patient insuffisant cardiaque dans un centre SSR spécialisé en cardiologie
P. Papin ∗ , J.-M. Gouin Département d’information médicale SSR, centre Bois-Gibert, Ballan-Miré, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (P. Papin) Introduction La prévalence de l’insuffisance cardiaque (IC) augmente dans la population générale. Cette affection réduit les activités de la vie quotidienne (AVQ). Dans notre unité de soins de suite (SSR), les insuffisants cardiaques représentent 30 % des patients hospitalisés en 2015. L’IC peut être la raison principale de la rééducation ou être associée à la pathologie causale. La dépendance physique d’un patient en SSR est l’un des critères reflétant la lourdeur de la prise en charge. Elle étudie quatre variables cotées de 1 à 4 : l’habillage, les déplacements, l’alimentation et la continence. L’outil PMSI permet-il d’estimer l’évolution du degré de dépendance chez les patients en IC ? Méthodes Nous avons isolé dans la base de données de 2015 de notre centre, les patients avec les codes CIM10 « I. 50- ». Nous avons analysé les variables de dépendance physique remplies en début et fin de séjour selon la méthodologie de l’ATIH. Par ailleurs, nous avons extrait les actes de reconditionnement à l’effort. Résultats Pour l’ensemble de la population (n = 515), le score de dépendance physique à l’entrée était de 7,5. À la sortie le score était de 6,0 (p < 0,05). Pour les insuffisants cardiaques (n = 171), le score de dépendance physique à l’entrée était de 7,9. À la sortie, le score était de 7,0 (p < 0,05). Les principaux GME sont : les insuffisants cardiaques (32 %), les valvulopathies (29 %) et les coronaropathies (26 %). La durée moyenne de séjour étant de 23,7 jours Il n’y pas de corrélation entre l’âge du patient (moyenne : 75 ans) et la dépendance physique, avec cependant, des valeurs plus importantes retrouvées chez les patients les plus jeunes. Le nombre d’actes de reconditionnement à l’effort ne diffère pas selon la présence d’une insuffisance cardiaque ou pas (moyenne de 2,5 actes par jour). Discussion/Conclusion L’outil PMSI de cotation du score de dépendance physique, utilisé avec rigueur selon les règles du guide méthodologique, permet une approche quantitative des AVQ et donc de la qualité de vie, plus altérée chez les patients en IC, avec une récupération plus lente. Mots clés Dépendance ; Insuffisance cardiaque. Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.093 P30
Validation de « l’algorithme cancer » pour identifier les hospitalisations liées à la prise en charge du cancer dans les bases PMSI MCO
L. Petit , C. Le Bihan-Benjamin ∗ , P.-J. Bousquet , Groupe de travail (B. Garrigues, F. Gomez, B. Le Vu, P. Métral, S. Quesnot, F. Séguret, D. Theis) Institut national du cancer (INCa), Boulogne-Billancourt, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (C. Le Bihan-Benjamin) Introduction Afin d’identifier l’activité spécifique de cancérologie, un algorithme destiné à extraire des bases PMSI MCO nationales, les résumés de sortie anonymes correspondant à des hospitalisations relevant d’une prise en charge
liée au cancer a été développé. Cette étude a pour objectif d’en tester la validité globale et selon la catégorie d’établissement et d’analyser les raisons des discordances. Méthodes Une étude observationnelle transversale a été menée dans 38 établissements comparant l’information de référence (séjour lié au cancer ou non) disponible dans le dossier médical au classement par « l’algorithme cancer ». Les séjours ont été tirés au sort dans la base PMSI nationale 2012, hors séances (stratification par catégorie d’établissement). La validité intrinsèque de l’algorithme a été estimée pour chaque établissement puis redressée pour estimer des résultats par catégorie d’établissement et au niveau national. Résultats L’étude a inclus 2340 séjours (541 avec et 1799 sans lien avec un cancer) : 53 séjours prenant en charge un cancer n’ont pas été détectés et 29 ont été détectés à tort. Les faux négatifs correspondent principalement à des manques de recueil du cancer en diagnostic associé significatif. Un tiers des faux positifs s’explique par un code « Tumeur à évolution imprévisible ou inconnue ». La sensibilité de l’algorithme varie de 74,4 % [60,9−87,9] pour les CHU à 95,8 % [93,4−98,1] pour les CLCC et sa spécificité se situe autour de 98 % pour chacune des catégories. Après redressement, au niveau national, l’algorithme cancer a une sensibilité de 85,0 % [84,1−85,9], une spécificité de 98,5 % [98,4−98,6], des valeurs prédictives positives et négatives de 90,5 % [89,8−91,3] et 97,5 % [97,3−97,6] respectivement. Discussion/conclusion L’algorithme présente une bonne validité intrinsèque. Il permet de sélectionner la plupart des hospitalisations liées à une prise ne charge de cancer dans la base PMSI MCO nationale en minimisant la sélection de séjours sans lien avec une prise en charge de cancer. Mots clés Cancer ; Algorithme ; Validation Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens
http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.094 P31
Délais de réalisation des scanners prescrits par les urgences dans un CHU parisien P. Troude a,∗ , B. Le Corre b , J. Muzadi a , B. Galichon c , V. Bousson d Service de santé publique, HU Saint-Louis-Lariboisière-Fernand Widal, AP–HP, Paris, France b Pôle imagerie, HU Saint-Louis–Lariboisière–Fernand-Widal, AP–HP, Paris, France c Service d’accueil des urgences, hôpital Lariboisière, AP–HP, Paris, France d Radiologie ostéo-articulaire, hôpital Lariboisière, AP–HP, Paris, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (P. Troude) a
Introduction L’hôpital Lariboisière (AP–HP) est le premier site d’urgences de Paris et connait une demande accrue de scanners. Un nouveau scanner sera implanté fin 2016 et sera consacré aux trois quarts aux urgences et aux patients hospitalisés en aval des urgences. Un des éléments permettant d’évaluer l’impact de ce projet est le délai de réalisation des scanners prescrits par les urgences, mais aucune donnée n’était disponible. L’objectif de cette étude était d’évaluer le délai de réalisation des scanners prescrits par les urgences de Lariboisière. Méthodes Tous les patients ayant bénéficié d’un scanner prescrit par les urgences entre le 29/02/2016 et le 21/03/2016 ont été inclus. Les données ont été recueillies rétrospectivement à partir des différents logiciels du système d’information. Le délai de réalisation a été défini comme la durée entre l’horaire de réalisation du scanner, approchée par l’horaire de mise à disposition des images dans le PACS, et l’horaire de prescription du scanner issue du dossier Urqual du patient. Les délais ont été décrits en médiane, 1er et 3ème quartiles. Des analyses stratifiées sur le type d’examen, le jour de la semaine, la période de réalisation dans la journée ont été réalisées afin d’évaluer l’impact de ces paramètres sur le délai de réalisation des scanners. Résultats Sur la période d’étude, 525 scanners ont été réalisés. Les deux tiers des scanners étaient des scanners cérébraux. Le délai médian de réalisation était de 96 minutes (Q1-Q3 : 42–181). Le délai médian de réalisation variait selon le type d’examen, le jour de réalisation et la période de réalisation au cours de la journée. Discussion/conclusion Le délai médian de réalisation des scanners était de 1h30 mais il était supérieur à 3 heures pour un quart des patients. Les données
XXXe Congrès national Emois Nancy, 23 et 24 mars 2017 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 65S (2017) S28–S40 ne nous ont pas permis de décomposer les différentes étapes (prescription, envoi de demande, réception. . .) et d’évaluer l’impact de facteurs liés à l’examen comme l’injection de produit de contraste. Une analyse de processus permettra de compléter cette première analyse quantitative. Mots clés Urgences ; Scanners ; Délai de réalisation Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
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http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.095 P32
Corrélation entre les niveaux de sévérité des GHM et les indicateurs de comorbidité de Charlson et d’Elixhauser
M. Vannier , X. Lenne , C. Lauérière , D. Theis , A. Bruandet ∗ Département d’information médicale, CHU de Lille, Pôle de santé publique, pharmacie et pharmacologie, Lille, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (A. Bruandet) Introduction Considérer les niveaux de sévérité du GHM comme un signe de gravité clinique paraît opportun. L’objectif du travail est d’analyser la corrélation entre les niveaux de sévérité et les indicateurs de comorbidités de Charlson et d’Elixhauser. Méthodes La population d’étude est composée de l’ensemble des séjours au CHRU de Lille entre 2012 et 2015 groupés dans des GHM de niveau 1, 2, 3 ou 4. Un échantillon de construction (2014−2015) et un échantillon de validation (2012−2013) sont considérés. Les niveaux de sévérité ont été comparés aux scores de comorbidité de Charlson et d’Elixhauser (en continu et discrétisé) en bivarié puis multivarié par régression logistique ordonnée ajustée sur le genre, l’âge, la durée de séjour, les modes d’entrée et de sortie, l’activité de soins (ASO), le nombre de RUM et le recours à une unité chaude. Résultats Les échantillons de construction et de validation étaient composés respectivement de 136 223 et 133 813 séjours. Dans l’échantillon de construction, les taux de niveaux 1, 2, 3 et 4 étaient de 61,1 %, 19,2 %, 13,0 % et 6,7 %. En bivarié, le score de Charlson moyen s’élevait à 0,7 pour les niveaux 1, 1,7 pour les niveaux 2, 2,3 pour les niveaux 3 et 2,4 pour les niveaux 4 (p < 0,0001), le score d’Elixhauser respectivement 0,7, 1,9, 2,6 et 2,7 (p < 0,0001). En multivarié, le modèle le plus robuste est celui intégrant le score d’Elixhauser en continu (aire sous la courbe de ROC : 88,4 %). En termes de comparaison entre niveaux observés et estimés, la discrétisation du score d’Elixhauser améliorait la qualité du modèle. Les taux de concordance étaient élevés pour les niveaux 1 (95,5 %) et relativement faibles pour les niveaux 2,3 et 4 (21,9 %, 29,8 % et 40,2 %). Ces résultats ont été retrouvés dans l’échantillon de validation. Discussion/conclusion Même si le niveau de sévérité n’approche pas l’intégralité des composantes des scores (concordance insuffisante), cette analyse a montré une meilleure relation entre les niveaux de sévérité et le score d’Elixhauser. Mots clés Score de comorbidité ; Concordance ; Niveau de sévérité des GHM Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens
http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.096 P33
Développement d’un outil de suivi du codage des techniciens d’information médicale, exhaustivité et qualité, au département d’information médicale du CHIC de Cornouaille, Quimper, France
S. Vonwyl , F. Kerautret , T. Gaches ∗ Département d’information médicale, CHIC de Cornouaille, Quimper, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (T. Gaches) Introduction Les départements d’information médicale, dans le cadre de la tarification à l’activité (T2A) et par l’intermédiaire du programme de médica-
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lisation des systèmes d’information (PMSI), ont pour mission d’envoyer aux tutelles, de manière mensuelle, des données d’activité de qualité. Pour répondre à cet objectif, les équipes sont constituées de techniciens d’information médicale (TIM) qui ont en charge, notamment, le codage des diagnostics et des actes des séjours d’hospitalisations. La qualité des données est analysée avant chaque envoi par des TIM spécifiques ou des médecins DIM. Méthodes L’organisation du codage est une problématique difficile à évaluer du fait de la diversité des types d’hospitalisations, des spécialités médicales et du profil des TIM. Le retour d’information sur les erreurs corrigées est également une difficulté. La trac¸abilité de toutes les actions entreprises pour répondre à ces deux problématiques est de plus en plus demandée aux DIM (Direction, Commissaires aux comptes, Certification. . .). Objectifs de production : déterminés en fonction des séjours à traiter par les TIM (proportion des séjours selon cinq catégories ayant chacune un objectif fixe théorique dépendant de l’organisation du codage au CH de Quimper) ainsi que du nombre de « journées codage disponibles » de l’équipe (selon les ETP, CA, RTT,.). Objectif de taux d’erreur : variable selon le type d’erreur (hiérarchisation, règle du guide méthodologique. . .) Résultats Pour tenter de répondre à ces difficultés, des tableaux de bord mensuels sont envoyés à chaque TIM par binôme. Les données sont extraites du logiciel groupeur dans lequel les TIM saisissent l’activité et permettent de calculer un taux moyen de RUM codés par jour de présence, un taux de dossiers vus ainsi qu’un taux de dossiers vus et corrigés. Ces taux sont comparés aux objectifs. Discussion/conclusion L’analyse de ces tableaux a permis d’améliorer l’exhaustivité mais également la qualité des donnés par retour individuel et rappel des consignes de manière ciblée. Mots clés TIM ; Exhaustivité ; Qualité Déclaration de liens d’intérêts d’intérêts.
Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens
http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2017.01.097 P34
Publications scientifiques utilisant les données de l’Assurance maladie franc¸aise (période 2007 à septembre 2016) : quel usage des bases de données médico-administratives ?
A. Weill ∗ , J. Rudant , J. Coste Département d’étude en santé publique, Caisse nationale d’assurance maladie des travailleurs salariés, Paris, France ∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (A. Weill) Introduction L’utilisation des bases de données médico–administratives (BDMA) est aujourd’hui croissante en recherche médicale. L’objectif de ce travail était d’étudier l’usage récent des BDMA de l’Assurance maladie franc¸aise dans les publications indexées dans la base bibliographique MEDLINE. Méthodes Sélection par une requête dans l’interface PubMed des publications scientifiques entre le 1/1/2007 et le 30/9/2016 à partir des données sources de l’Assurance maladie (Sniiram, EGB et l’ensemble des BDMA y compris locales). Résultats La requête initiale a sélectionné 596 articles dont 330 répondaient aux critères d’inclusion. Le nombre de publications a fortement augmenté passant en une décennie d’une quinzaine à plus de 50 par année. Les sources de données étaient le Sniiram (n = 113), l’EGB (n = 62), les BDMA ERASME locorégionales (n = 127), celles d’autres régimes d’assurance maladie (n = 17) et les bases ALD (n = 11). Près de 80 % des publications était en langue anglaise. Il existait une importante hétérogénéité pour nommer les BDMA en anglais avec plus de 100 termes différents employés. Les articles ont été publiés dans 169 revues différentes. L’impact factor(IF) médian était de 2,8 avec 24 articles dans des revues d’IF de 5 à 9 et 8 d’IF≥10. Les principaux champs d’études concernaient le médicament en vie réelle (n = 204), la recherche sur les services en santé (n = 53), l’épidémiologie des maladies (n = 59), les études sur des populations spécifiques (n = 60) : population défavorisées, départements