Introduction

1 En France, comme ailleurs, à problèmes de santé identiques, les patients sont soignés de manière très différente selon leur lieu d’habitation. Les études montrent que les disparités régionales dans l’utilisation de soins médicaux, loin d’être négligeables, ne sont pas toujours liées aux besoins cliniques des patients (oecd [2014]). Or, la variation des pratiques médicales pose un problème économique et médical lorsque la variation observée n’est pas « justifiée » par les besoins des patients (Skinner [2012]). Elle soulève la question de la qualité des soins prodigués, de l’équité d’accès aux soins et de l’efficience dans l’allocation de ressources limitées. Elle renvoie de facto à la définition de la pratique pertinente et, en creux, à l’inadaptation de certains soins. Les soins inadaptés peuvent provoquer une dégradation du bien-être individuel (patient) et collectif, et représentent d’importantes dépenses de santé, dont la diminution conduirait à des gains substantiels d’efficience.

2 En France, la loi Hôpital, patients, santé, territoires (hpst) de 2009 amplifie la territorialisation du système de santé avec la création des agences régionales de santé (ars) qui visent à optimiser l’allocation des ressources au niveau régional. En revanche, le mode de financement, la tarification à l’activité (t2a) pour les établissements de santé, introduite depuis 2005, peut être un risque intrinsèque pour la distribution des soins en fonction des besoins de la population, parce qu’elle crée une pression directe sur les établissements afin d’augmenter leur activité, notamment chirurgicale (Or [2011]). Dans un contexte de rationalisation des financements publics et de régionalisation de l’organisation de l’offre de soins, examiner les disparités intra et interrégionales dans l’utilisation de soins hospitaliers, en tenant compte de la dimension territoriale de la demande et de l’offre de soins, est un préalable pour s’assurer de l’utilisation optimale des ressources disponibles à l’échelon régional.

3 La littérature, très riche, relative à la variabilité des pratiques médicales atteste de la forte hétérogénéité des pratiques hospitalières pour des patients similaires en fonction de leur lieu d’habitation. Dans cette littérature, on distingue en général trois catégories de soins au regard de l’efficacité attendue (Wennberg et al. [2002], oecd [2014], Skinner [2012]) :

4 – Les soins hautement efficaces pour lesquels existe un consensus général (evidence-based) sur leur efficacité et les conditions d’utilisation (la population concernée par le traitement). Ils peuvent être efficaces pour une large population à un coût faible (comme la vaccination) ou très efficaces et onéreux pour une population plus ciblée (traitements du sida). Dans tous les cas, le bénéfice marginal (au niveau sociétal) induit par cette consommation de soins est largement positif avec un risque faible de surconsommation.

5 – Les soins dont le bénéfice net est incertain et inégal selon les groupes de patients. L’exemple le plus souvent utilisé est celui de l’opération du dos qui peut être bénéfique pour les patients souffrant d’une sténose spinale mais pas pour ceux souffrant du dos sans pour autant présenter d’autres symptômes. Skinner [2012] montre qu’un faible accroissement du bénéfice marginal du traitement peut entraîner une forte augmentation de la demande qui conduira à une situation non optimale.

6 – Les soins dont l’efficacité n’a pas été démontrée pour lesquels le bénéfice marginal est très faible, voire négatif. Par exemple, les césariennes pour accouchement sans complication induisent des coûts injustifiés et des risques de complications postnatales.

7 La plupart des études se concentrent sur un certain nombre de pathologies traceuses pour lesquelles prévaut une forte incertitude sur la modalité de traitement à recommander (deuxième et troisième catégories de soins). Elles démontrent que les taux d’hospitalisation et de chirurgie pour une large gamme d’interventions (telles que l’appendicectomie, l’opération des hémorroïdes, l’hystérectomie, la cholécystectomie, la mastectomie ou le traitement des varices) varient de manière très significative entre les différentes zones d’habitation, entre les régions et entre les établissements de santé (Wennberg et Gittelsohn [1982], Stockwell et Vayda [1979], Roos et Roos [1982]). Ces travaux, initialement développés aux États-Unis (Wennberg et Gittelsohn [1973]), documentent les variations de pratiques dans des zones géographiques suffisamment petites et comparables pour pouvoir conclure que les variations observées ne peuvent être justifiées que par un effet de pratique médicale (small area variations, sav). Dans ces analyses, les taux d’interventions sont standardisés par la structure d’âge et de sexe des populations dans chaque zone, pour arriver à la conclusion que l’état de santé et les caractéristiques des populations ne peuvent expliquer les écarts observés dans le recours et que ces variations ne sont pas justifiées (McPherson et al. [1982]). Les zones de résidence des patients sont dérivées des données administratives, mais diverses approches sont déployées dans différents pays (Ham [1988], Haynes, Pearce et Barnett [2008], Librero et al. [2009]). La plupart des études s’intéressent aux soins hospitaliers en raison de leurs coûts élevés. Il s’agit surtout de rendre compte des variations géographiques des taux portant sur des interventions pour lesquelles il y a une diversité d’opinions sur le traitement approprié (ou la nécessité de fournir un traitement). Ces études postulent que l’incertitude médicale et la disponibilité des lits sont des facteurs convergents comme éléments explicatifs (par des analyses de corrélations), sans tenter d’établir un lien quantitatif entre les ressources disponibles et leur utilisation. Wennberg [1993] avance que l’utilisation de certaines catégories de soins est notamment conditionnée par l’offre (supply sensitive care).

8 La présence d’incertitude médicale (avec l’asymétrie d’information) est reconnue également comme un phénomène déterminant par les économistes qui s’intéressent aux liens entre l’offre et la demande de soins. Sans arriver à un consensus sur l’ampleur d’un effet d’induction sur la demande et le sens de la causalité (Rochaix et Jacobzone [1997]), de nombreuses études expliquent les variations de la demande (le plus souvent pour les consultations) par les variables d’offre et de prix pour établir l’élasticité de la demande (Birch [1988], Dranove et Wehner [1994], Scott et Shiell [1995]). Quelques études s’intéressant aux opérations chirurgicales à l’hôpital montrent qu’une hausse du ratio chirurgien/population augmente le nombre d’opérations chirurgicales (Fuchs [1978], Cromwell et Mitchell [1986]). En analysant l’effet simultané de plusieurs facteurs sur les taux d’hospitalisation, des études plus récentes signalent que des facteurs liés aux besoins des patients, les facteurs socio-économiques notamment, peuvent également avoir un effet significatif sur la demande (Carlisle et al. [1995], McMahon et al. [1994], Fisher et al. [2000]). Aujourd’hui, l’analyse de la variabilité des pratiques médicales constitue un champ d’investigation majeur, avec 836 articles publiés sur ce sujet entre 2000 et 2010, mobilisant différentes méthodes analytiques, des approches et des disciplines variées (Corallo et al. [2014]).

9 En revanche, peu d’études s’intéressent à la variation des pratiques médicales et à l’impact de l’offre sur la demande en France. Les études existantes portent sur des zones géographiques de taille réduite et sur des pathologies ou des actes très spécifiques. La plupart des études sont descriptives ; elles visent à démontrer les variations dans le recours aux traitements différents, sans tenter d’établir les déterminants des variations observées (Assurance maladie [2008], [2009], Phelip et al. [2004]). Aucune étude, à notre connaissance, ne traite des variations de pratiques sur l’ensemble du territoire français.

10 Cette étude s’intéresse à la variation des pratiques médicales liées à la prise en charge du cancer de la prostate en France. Plus spécifiquement, nous cherchons à établir les facteurs déterminant le recours à la chirurgie pour prostatectomie, en distinguant plus particulièrement le rôle des facteurs liés à la demande et à l’offre de soins. Dans la population masculine, le cancer de la prostate est la première cause de mortalité par cancer dans tous les pays industrialisés. En France, plus de 70 000 nouveaux cas ont été décelés en 2011 [1], mais la plupart des tumeurs de la prostate ont tendance à se développer lentement et peuvent ne jamais présenter un risque vital (Lu-Yao et Greenberg [1994]). Il existe différents modes de prise en charge du cancer de la prostate : la prostatectomie radicale (ou totale, qui consiste en une ablation de la prostate), la curiethérapie et la radiothérapie externe. La chimiothérapie n’est pratiquée qu’en cas de forme métastasique du cancer. En outre, en cas de diagnostic précoce ou d’évolution lente de la maladie, il existe la possibilité de ne rien faire ou de différer le début des traitements (watchful waiting). Un débat persiste sur la prise en charge de cette pathologie, et plus particulièrement sur l’utilité de la prostatectomie radicale comme moyen de traitement, notamment pour des tumeurs localisées à faible risque, du fait des effets secondaires importants qu’elle peut engendrer comme l’impotence ou l’incontinence. De plus, de nombreuses études montrent que les taux de mortalité ne sont pas significativement différents pour les patients qui ont subi une chirurgie comparativement à ceux qui n’en ont pas eu (Middleton et al. [1995], Powell et al. [1997]). Pourtant, le taux de recours à la prostatectomie en France a augmenté de plus de 50 % durant les dix dernières années (Or et al. [2013]).

11 Dans cette étude, nous visons tout d’abord à vérifier, sur données françaises, l’hypothèse selon laquelle la probabilité de subir une prostatectomie varie en fonction du lieu d’habitation des patients. Nous cherchons ensuite à expliquer la disparité intra et interrégionale dans le recours à la chirurgie pour prostatectomie afin d’analyser le rôle des facteurs liés à la demande (besoins de soins) ainsi qu’à l’offre de soins dans la détermination des variations géographiques observées. Pour ce faire, nous recourons à une analyse multiniveau permettant de distinguer la variabilité liée à deux niveaux géographiques : département et région. Dans les modèles classiques, à l’échelle de petits territoires, la mesure de l’offre pose un défi particulier, puisqu’en général la population qui réside dans un territoire est desservie par plusieurs hôpitaux situés dans différents territoires. Et inversement, les hôpitaux desservent des patients qui résident dans d’autres territoires que leur propre territoire ou département. La modélisation multiniveau permet de tenir compte de l’ensemble des ressources hospitalières disponibles pour la population d’une région, tout en contrôlant simultanément l’effet de l’offre et des besoins au niveau des départements. La partie suivante est consacrée à la définition des variables, des bases de données utilisées et des méthodes d’analyses. Les résultats présentés dans la deuxième partie sont suivis d’une discussion sur leurs implications en matière de politiques de santé.

Données et méthodes

L’approche de modélisation

13 Nous mesurons le recours à la chirurgie (prostatectomie) au niveau du département comme la plus petite unité territoriale commune. L’utilisation est examinée selon le lieu de résidence du patient (et non par le département où le traitement est fourni). Du point de vue de l’organisation de l’offre de soins, les départements sont regroupés dans des régions.

14 Ainsi, nous avons recours à une modélisation multiniveau pour expliquer la variation des pratiques au niveau territorial (Raudenbush et Bryk [2001]). Les modèles multiniveaux sont utilisés lorsque les données présentent une structure hiérarchique, c’est-à-dire lorsque les observations élémentaires (niveau micro) sont regroupées naturellement dans des ensembles plus larges : groupes ou contextes. Dans cette étude, les données constituées au niveau des départements (niveau 1) peuvent être regroupées au niveau des régions, qui constituent le niveau 2. La région est en effet l’échelon décisionnaire de l’organisation et de la planification des soins, et dispose d’objectifs quantifiés en termes d’allocation des ressources médicales. Par ailleurs, depuis la création des ars en 2009, la gestion des politiques de santé, aussi bien pour l’hôpital que pour le secteur médicosocial et la médecine de ville, est définie à un échelon régional. Les départements ont des compétences spécifiques et peuvent intervenir dans certains domaines sanitaires et médicosociaux. On postule que l’environnement socio-économique et médical, du point de vue du patient, est déterminé par le contexte de son département. Notons que les départements ont une taille supérieure à celle utilisée habituellement dans les études type « small area variation ». Dans ces études, il y a souvent un compromis entre l’homogénéité de la population dans une très petite zone géographique et la stabilité des taux d’une zone plus grande avec des numérateurs et des dénominateurs plus importants [3]. Toutefois, nous ne sommes que peu confrontés à ce problème dans notre approche puisque nous contrôlons les différentes caractéristiques des départements avec les variables explicatives spécifiques.

15 Ainsi, la variable expliquée est le taux d’interventions (prostatectomies) par département. Ces taux d’interventions sont calculés en fonction du lieu de résidence des patients et non en fonction du lieu où les soins sont fournis. La méthode d’analyse multiniveau nous permet de postuler que le recours à la prostatectomie dans un département est corrélé à celui observé dans les départements voisins au sein d’une même région (autocorrélation des résidus) et d’établir un effet spécifique de la région sur l’intervention de prostatectomie lié en particulier aux conditions de l’offre de soins et à des facteurs inobservés.

16 Le taux de recours à la prostatectomie est expliqué par le modèle de base suivant :

17

18 où m_ij représente le taux de séjours de prostatectomies pour un département i dans une région j, X _ij le vecteur des caractéristiques démographiques et socio-économiques au niveau départemental, β_0j correspond à l’effet aléatoire associé à chaque région, e_ij est le résidu individuel du département i dans la région j distribué selon une loi normale. Sous l’hypothèse de différence significative du recours à la chirurgie selon les régions, les coefficients β_0j sont distribués autour d’une moyenne β₀, avec une variance σ.

19 Au niveau régional, l’écart à la moyenne régionale β₀ pour une région j est expliqué par le niveau et la structure de l’offre régionale de soins (w) et par un terme d’erreur résiduel interrégional permettant de tenir compte de l’hétérogénéité interrégionale inobservée :

20

21 De cette manière, nous identifions deux sources de variations aléatoires : entre les régions et à l’intérieur des régions. En substituant l’équation (2) dans l’équation (1), nous obtenons l’équation hiérarchique à estimer :

22

23 Cette deuxième étape permet d’obtenir des coefficients liés aux caractéristiques X _ij non biaisés par la potentielle autocorrélation des résidus individuels au sein des régions pour les variables X _ij . Ainsi, si la variance interrégionale de recours à la prostatectomie, indépendante des conditions de l’offre, c’est-à-dire la variance des résidus µ_0j est significativement différente de zéro, il existe des facteurs régionaux inobservés susceptibles de jouer un rôle sur la variabilité des pratiques de prostatectomies. La variable expliquée (nombre de séjours de prostatectomies pour 100 000 hommes de plus de 40 ans) peut être considérée comme une variable continue en prenant le logarithme des taux. Afin d’éliminer la variabilité liée à la structure par âge de la population, les taux de recours sont standardisés par la méthode directe.

La spécification des modèles

24 La littérature montre que les disparités géographiques dans le recours aux soins peuvent être expliquées par de nombreux facteurs liés aux besoins des populations (par exemple, l’état de santé, mais aussi le revenu comme facteur indirect) ainsi qu’à l’offre de soins (disponibilité et accessibilité des médecins, des établissements de soins, des équipements, etc.). Les incitations financières pour les fournisseurs de soins et la culture médicale sont également des facteurs qui peuvent déterminer les pratiques observées (Carr-Hill et al. [1994], Skinner [2012]).

25 La disponibilité de lits, de spécialistes et d’équipement médical, mais aussi la situation socio-économique des patients sont proposées comme des facteurs déterminants. Fischer et al. [2000] montrent que les patients résidant dans des zones comptant plus de lits hospitaliers ont une probabilité plus élevée d’être hospitalisés. La sensibilité aux conditions de l’offre renvoie à la conséquence de l’asymétrie d’information entre le médecin et les patients et au fait que les patients font souvent confiance aux décisions prises par les médecins et à la possibilité d’une « demande induite » de la part des professionnels de santé (Evans [1974]). Par ailleurs, des facteurs non médicaux tels que la situation socio-économique des patients peuvent également avoir un impact sur les décisions médicales (Haynes, Pearce et Barnett [2008]).

26 Ainsi, nous supposons que l’utilisation de soins hospitaliers (ici le recours à la chirurgie de prostatectomie) dans un territoire donné (le département) est déterminée à la fois par les facteurs liés à la demande tels que l’état de santé de la population ou le revenu, et par le niveau et la structure de l’offre de soins au niveau local (concurrence, partage public-privé, etc.).

27 Au niveau du département (niveau 1), nous cherchons d’abord à contrôler les facteurs qui peuvent influencer la demande : la structure d’âge, l’état de santé et le revenu des patients. Afin de contrôler l’état de santé de la population au niveau départemental, nous avons utilisé deux variables : le taux de mortalité pour toutes causes et le taux de mortalité pour cancer de la prostate (les deux étant standardisés pour 100 000 hommes). La première variable permet de prendre en considération de manière globale la situation épidémiologique dans chaque département. Pour la seconde variable, l’hypothèse est que le taux de prostatectomies pourrait être plus élevé dans les départements ayant une plus forte mortalité par cancer, ce qui indiquerait une plus forte prévalence des cancers de la prostate. Ces deux taux ont été inclus simultanément en raison de leur faible corrélation et afin de mieux prendre en compte la situation épidémiologique dans le département. Le revenu est calculé au niveau de la commune d’habitation de chaque patient grâce aux codes postaux fournis dans la base pmsi. Il est ensuite agrégé au niveau de leur département. Les études en Angleterre ont montré que le niveau socio-économique des zones de résidence des patients avait un impact sur les taux d’utilisation des soins hospitaliers, les zones plus favorisées consommant plus (Cookson, Dusheiko et Hardman [2007]). Certaines études montrent également que le recours est plus faible dans les zones rurales (comparées aux zones urbaines). Il est toutefois difficile d’isoler l’impact « ruralité » avec les données agrégées dans le modèle, puisque plusieurs variables explicatives utilisées sont corrélées avec ces zones (problème de multicolinéarité) : notamment, les zones rurales ont moins de médecins et le niveau de revenu y est plus faible (Phelps [1986]). D’ailleurs, la variable « rural/urbain » est souvent utilisée dans la littérature comme un proxy de la densité médicale (Madden, Nolan et Nolan [2005]).

28 Ensuite, pour étudier le lien entre le taux de recours à la chirurgie et l’offre médicale du département, nous avons intégré deux variables : la densité d’urologues libéraux et le nombre de tests de dépistage psa par département (nombre de tests remboursés par l’Assurance maladie). Ce test est en général prescrit par un médecin généraliste, mais la pertinence du dépistage du cancer par le dosage du psa est mise en doute (Haute Autorité de santé [2012a]). Un nombre plus important de personnes ayant eu un test psa pourrait être à l’origine d’un nombre de prostatectomies plus grand. En effet, ce test semble engendrer un surdiagnostic des cas (Schröder et al. [2009], Etzioni et al. [2002]), du fait de nombreux faux positifs. Ainsi il peut entraîner des interventions sur des cancers dont la plupart ne seraient pas devenus symptomatiques. Les urologues, par ailleurs, sont des acteurs principaux pour détecter un cancer de la prostate et décider de la nécessité d’une opération. Ils sont rémunérés à l’acte, soit en ville, soit dans l’établissement de santé. On fait donc l’hypothèse que dans les départements où le nombre d’urologues ou de tests de dosage des psa est élevé, toutes choses égales par ailleurs, le taux de recours à la prostatectomie devrait être plus élevé.

29 Au niveau régional (second niveau), l’objectif est principalement d’examiner l’effet de la structure de l’offre hospitalière (la capacité hospitalière en chirurgie et le partage public-privé). On s’attend à ce qu’une forte capacité en chirurgie crée sa propre demande et que la part des lits d’hôpitaux privés ait un effet positif sur le nombre de séjours de prostatectomies. Afin de caractériser la capacité hospitalière, nous avons mesuré le nombre de lits de chirurgie, le nombre de chirurgiens et le nombre de personnels soignants pour 100 000 habitants dans des hôpitaux publics et privé [4]. Dans les estimations, nous avons regroupé les hôpitaux publics avec les établissements privés à but non lucratif dans la mesure où leurs missions et fonctionnement sont similaires et où une petite part des chirurgies sont réalisées dans ces établissements. Nous avons toutefois vérifié la stabilité des résultats en séparant les deux catégories. Les variables utilisées et les statistiques descriptives sont présentées dans le tableau 1 [5].

Tableau 1

Statistiques descriptives ^*,**

Variables Moyenne Minimum Maximum Écart-type CV Variables départementales* Taux brut de prostatectomies 77,8 31 132 19,7 0,3 Taux standardisé par âge 73,6 30,6 118 17 0,2 Âge 63,4 39 87 6,3 0,1 Revenu 21 938 17 555 36 085 3 172 0,1 Taux standardisé de mortalité pour toutes causes 1 101,6 858,1 1 390,4 104,7 0,1 Taux standardisé de mortalité pour cancer de la prostate 39,3 19 58,3 7,2 0,2 Densité d’urologues libéraux 5 0 11,6 2,2 0,4 Pourcentage d’hommes ayant eu un test psa 10,1 6,3 35,8 4,3 0,4 Variables régionales** Nombre de lits publics de chirurgie 84,16 51,36 174,17 25,63 0,5 Nombre de lits privés de chirurgie 61,96 13,61 101,73 17,66 0.3 Pourcentage de lits publics de chirurgie 57,05 33,55 92,75 11,52 0,4 Nombre d’infirmières publiques 451,19 365,75 590,81 61,12 0,2 Nombre de chirurgiens d’hôpitaux publics 16,55 12,43 26,47 3,62 0,2

Statistiques descriptives ^*,**

* pour 100 000 hommes de plus de 40 ans.
** pour 100 000 habitants.

Résultats

30 La prostatectomie représente près de 23 000 séjours en France métropolitaine en 2009 (tableau 1). Le taux brut de prostatectomies varie par département de 31 à 132 pour 100 000 hommes. La standardisation réduit les écarts de taux de prostatectomies par département ; la moyenne passe de 78 à 74 (les écarts-types ont eux aussi diminué). Les écarts de taux de recours standardisés vont de 1 à 4 entre les différents départements métropolitains (figure 1). Les départements présentant les taux les plus élevés sont le Doubs, la Haute-Vienne, le Morbihan, la Loire-Atlantique et les Ardennes (entre 118 et 105 pour 100 000 hommes de plus de 40 ans). Les départements caractérisés par les taux les plus faibles sont la Haute-Corse, le Loiret et la Nièvre (moins de 34 pour 100 000 hommes).

Figure 1

Les taux standardisés de prostatectomies par département

Les taux standardisés de prostatectomies par département

Lecture : la couleur la plus foncée correspond aux taux les plus élevés, allant de +1,5 écart-type à la valeur maximum de la distribution.

31 L’âge moyen des patients est de 63,4 ans (avec un écart-type de 6,3 ans). Les taux de mortalité par cancer de la prostate varient de 19 à 58 pour 100 000 hommes entre les départements, tandis que les taux de mortalité globale varient entre 858 et 1 390 pour 100 000 habitants. Si le nombre d’urologues pour 100 000 hommes de plus de 40 ans est de 5 en moyenne, il varie de 1 à 12 selon le département. Le niveau de dépistage du cancer de la prostate est également très variable selon les départements ; le pourcentage d’hommes de plus de 40 ans ayant eu un test de dosage du psa varie de 6 % dans le département de la Mayenne à 36 % dans le Bas-Rhin.

32 Au niveau régional, les nombres de lits de chirurgie et de personnels hospitaliers par habitant dans les établissements publics et privés sont très variables selon les régions. Le nombre de lits de chirurgie dans le secteur privé varie par exemple de 13 pour 100 000 habitants en Alsace à 101 pour 100 000 habitants en Corse. De même, le nombre de chirurgiens dans les établissements publics passe de 12 pour 100 000 habitants en Corse à plus de 26 en Île-de-France. Près de 86 % des prostatectomies sont réalisées dans les cliniques privées en Aquitaine, au lieu de 14 % en Picardie. En moyenne, près de 23 % des séjours de prostatectomies sont effectués dans les établissements publics, 12 % dans les établissements privés non lucratifs et enfin 65 % dans les cliniques privées.

33 Le tableau 2 présente les résultats économétriques. Pour mieux comprendre le rôle des différentes variables, celles-ci ont été introduites en trois étapes successives permettant de comparer les résultats du modèle avec et sans certaines de ces variables. La colonne 1 présente l’estimation du modèle vide comme référence de base. Le modèle dans la deuxième colonne introduit les variables explicatives au niveau du département avec une constante régionale, alors que les résultats dans les colonnes 3, 4 et 5 présentent les modèles avec les différentes variables explicatives mesurées au niveau régional (niveau 2). En raison du faible degré de liberté au deuxième niveau, nous avons introduit les variables régionales une par une et avons vérifié leur robustesse dans des combinaisons différentes. Le modèle vide permet de distinguer dans la variabilité des taux de prostatectomies, les parts respectivement attribuables aux différences entre régions et à l’hétérogénéité des départements au sein de chaque région. Cette référence préliminaire est utile en ce qu’elle nous donne la répartition de la variance entre et au sein des régions. On voit que le taux standardisé de prostatectomies varie significativement entre les départements (à l’intérieur des régions) avec une variance estimée plus importante entre les départements. On constate aussi que la composante de la variance régionale est significative, ce qui justifie la modélisation à ce niveau.

Tableau 2

Déterminants des taux de prostatectomies : modèles multiniveaux ^*,**,***

Modèle vide Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4 Variables du 1er niveau Constante 4,27*** 3,78*** 3,68 *** 3,22*** 3,55*** Revenu – 0,000001 – 0,000004 0,000000 – 0,000008 Mortalité 0,000213 0,000085 – 0,000142 0,000035 Mortalité prostatectomie 0,003732 0,005314 0,006527 0,004767 Urodep 0,020998** 0,024825*** 0,024666*** 0,026162*** psadep 0,002420 – 0,009656 – 0,004208 – 0,007463 Variables du 2d niveau Litpu 0,004* Infpu 0,001957*** Pctlipu 0,010741** Variance inter [entre les régions] 0,02192*** 0,01769*** 0,00925** 0,00440* 0,00819** Variance intra [entre les départements] 0,04520 0,04716 0,04841 0,04872 0,04759 Déviance 1,096868 46,11 62,19 60,15 58,393267

Déterminants des taux de prostatectomies : modèles multiniveaux ^*,**,***

Étant donné le faible nombre d’observations au niveau de la région (22), les écarts-types de la variance inter peuvent être légèrement sous-estimés (Mass et Hox [2005]).
* significatif à 10 %.
** significatif à 5 %.
*** significatif à 1 %.

Discussion

36 Dans cette étude, nous avons examiné les variations de pratiques de prostatectomies entre les départements et de quelle manière les taux de prostatectomies peuvent être influencés par les conditions socio-économiques et l’offre de soins dans le lieu d’habitation des patients. Nous avons recours à une analyse multiniveau qui permet d’appréhender la corrélation des pratiques entre les départements d’une même région. Nous constatons qu’il existe des variations significatives entre les régions et les départements dans le recours à la prostatectomie. Nous montrons que la densité de médecins urologues au niveau départemental ainsi que le poids de l’offre de soins hospitaliers au niveau régional sont associés de manière significative et positive aux taux de prostatectomies. Il ressort des différentes estimations faites que dans les départements où la densité d’urologues est plus élevée, le taux de prostatectomies est plus élevé, une fois contrôlées les caractéristiques observables de la population. Nos résultats confirment ainsi globalement ceux de la littérature suggérant que la demande de soins n’est pas indépendante de l’offre existante (Fischer et al. [2000]).

37 Une seule autre étude française (Soulié et al. [2001]) porte sur la prostatectomie en France. Elle s’appuie sur des données de 1995 provenant de quatre registres départementaux du cancer (Bas-Rhin, Calvados, Isère et Tarn) et comprend 175 patients ayant eu une prostatectomie radicale. Les auteurs s’intéressent aux critères médicaux à l’origine de cet acte chirurgical (les caractéristiques des tumeurs, les moyens diagnostiques et les résultats histopathologiques). Les effets contextuels sont pris en compte grâce à l’introduction de variables muettes associées à chaque département dans des modèles de régressions logistiques. L’étude montre aussi que la prostatectomie était plus fréquente dans le Tarn que dans les autres départements, toutes choses égales par ailleurs. Elle suggère également que la probabilité d’avoir une prostatectomie radicale était 2,6 fois plus importante dans les établissements privés. Nos résultats ne confirment pas cette différence de l’offre privée en 2009. Cela peut être lié au changement (à partir de 2004) du mode de financement des établissements, basé sur l’activité, qui fournit les mêmes incitations pour tous les établissements. Jusqu’en 2004, les établissements publics et privés à but non lucratif ont été financés par des budgets globaux (peu réactifs aux efforts de productivité des établissements), tandis que les cliniques privées ont été rémunérées par un mélange de paiement à l’acte et de forfaits journaliers qui incitent au développement de l’activité (plutôt inflationniste). Si l’augmentation de l’activité des établissements publics pour répondre à la demande de soins (le budget global n’étant pas incitatif) a été citée comme une évolution souhaitée par l’introduction de la tarification à l’activité (t2a) (Ministère de la Santé et des Sports [2009]), le suivi et la régulation de l’activité hospitalière pour assurer l’adéquation des soins ont été très partiels. Entre 2005 et 2009, la hausse des séjours chirurgicaux a été beaucoup plus forte dans les établissements publics qui ont été soumis à une pression accrue de la part des régulateurs pour augmenter la productivité (Or et al. [2013], Choné et al. [2014]).

38 Nous devons toutefois souligner quelques limites de notre étude. Notre objectif était d’analyser au niveau territorial les variations de pratiques de prostatectomies. Si le choix de la région comme unité d’analyse est justifié par son rôle déterminant dans les politiques territoriales, le choix du département comme la plus petite unité territoriale peut être discuté. Le « territoire de santé », qui a été défini comme espace d’organisation des soins, peut être considéré comme plus pertinent pour l’analyse de l’offre intrarégionale. Cependant, les tailles des territoires de santé, particulièrement modifiés ces dernières années, sont très disparates. Notons également que, dans plus de la moitié des régions, le découpage départemental correspond aux territoires de santé (Coldefy et Lucas-Gabrielli [2012]). Et dans les régions qui n’ont pas adopté ce découpage, certaines en sont très proches. En outre, il est prévu que le territoire de santé se confondra de plus en plus avec le département du fait de la nécessaire cohérence entre les différents acteurs intervenant dans le champ de compétence des ars. En effet, le département est le maillage le plus utilisé comme niveau géographique d’organisation de soins par les ars.

39 Par ailleurs, il est possible d’envisager d’autres types de modèles pour appréhender la corrélation territoriale entre les départements. Les modèles multiniveaux permettent de corriger l’autocorrélation des résidus entre les départements d’une région, mais ils ne prennent pas en compte l’effet de la proximité entre les départements des régions voisines. Les départements proches géographiquement peuvent avoir des comportements similaires. Le développement des modèles multiniveaux s’est accompagné d’un questionnement sur la sensibilité de ces modèles au nombre d’observations dans chaque niveau. Grâce à des simulations de Monte-Carlo, Maas et Hox [2005] montrent que l’estimation des paramètres n’est que très faiblement biaisée (de l’ordre de 0,05 %) quand le nombre de groupes (niveau 2) et la taille de ces groupes (nombre d’unités par niveau 2) sont faibles. Toutefois, il pourrait être intéressant de tester différents modèles spatiaux pour appréhender l’autocorrélation spatiale.

40 Finalement, nous avons choisi d’étudier la prostatectomie, mais elle n’est pas le seul mode de prise en charge du cancer de la prostate. D’autres alternatives à cette chirurgie existent, comme la curiethérapie. Il serait complémentaire à cette analyse d’étudier la variabilité des pratiques de curiethérapie entre établissements et départements. En effet, dans le guide des affections de longue durée (ald) de la Haute Autorité de santé [2012b], il est stipulé que « le patient doit être informé de toutes les options de prises en charge adaptées à sa situation avec leurs bénéfices et effets indésirables respectifs ». Il se peut que la disponibilité des soins alternatifs, notamment la curiethérapie, détermine également la pratique de chirurgie. Il est malheureusement impossible d’identifier, de façon exhaustive, ces traitements dans les bases de données hospitalières, mais leur suivi est essentiel pour mieux comprendre les différences de pratiques et améliorer la qualité des soins.

Conclusion

41 La pertinence des soins délivrés est une préoccupation grandissante, car elle renvoie aux questions de qualité, d’équité et d’efficience des soins. Ces questions sont d’autant plus présentes dans le contexte actuel de rationalisation de la dépense publique. Ainsi, il est important de mesurer et de comprendre les différences de pratiques médicales et les facteurs associés à ces variations pour différents types de soins, afin d’établir les marges d’amélioration en matière d’équité, de qualité et d’efficience. La littérature internationale abonde sur le sujet, ce qui n’est pas le cas en France, en retard de ce point de vue.

42 Le suivi régulier et la publication de l’information sur la variation des pratiques médicales peuvent soulever des questions et promouvoir des actions visant à réduire les variations injustifiées. La littérature montre que les variations de pratiques existent dans la plupart des services médicaux, y compris dans les procédures diagnostiques et thérapeutiques. Ces variations peuvent relever d’une utilisation inappropriée des soins et de conséquences iatrogènes dans certains domaines ainsi que d’une sous-utilisation dans d’autres. Wennberg [1984] souligne que l’absence de consensus médical sur le traitement est une cause majeure de variations et que les pratiques changent lorsque les médecins ont l’information sur les taux dans leur propre voisinage. La mesure des variations est une étape nécessaire mais insuffisante. De nombreux pays produisent des « atlas » de recours aux soins afin d’interroger systématiquement ces variations. En même temps, il ne faut pas oublier qu’en fin de compte la pertinence des soins médicaux est sous la responsabilité des médecins. Investir sur les recommandations cliniques afin de promouvoir une plus grande cohérence des pratiques des médecins est nécessaire pour les rapprocher. L’information est également capitale pour aider les patients à prendre des décisions plus éclairées sur les interventions qui les concernent.

43 Finalement, il est important d’aligner les incitations financières avec les objectifs de qualité et de pertinence des soins. Le passage à la tarification à l’activité paraît modifier de manière conséquente les stratégies des établissements publics. Il convient de suivre précisément l’impact du mode de financement sur le comportement des établissements publics et privés avec des méthodes appropriées pour éviter tout effet pervers.

44 Des soins non pertinents ont des coûts économiques et humains importants. Si décrire les différences de comportements médicaux n’est pas suffisant pour améliorer la pertinence des soins, cette étape est essentielle. Notre étude constitue en ce sens une première tentative d’analyse de la variation des pratiques médicales en matière de prostatectomie sur l’ensemble du territoire français. Nos résultats ne permettent pas de conclure sur l’utilisation inappropriée ou la sous-utilisation de prostatectomie, mais ils invitent les professionnels de santé à comprendre ces variations de pratiques.