Les effets des dispositifs de régulation souple intermédiée du Plan triennal

Comme nous l’avons vu au deuxième chapitre, les dispositifs de régulation souple déployés par l’ANAP se sont structurés autour d’une modalité centrale : celle du mentorat. Les établissements ayant participé au programme de mentorat sont en effet ceux qui ont eu le plus recours aux autres modalités d’accompagnement ainsi qu’aux dispositifs de monitorage de l’ANAP. C’est pourquoi nous avons considéré ce groupe d’établissements comme un groupe de « traitement » pour notre évaluation des effets des dispositifs de régulation souple intermédiée créés par le Plan triennal. Dans la première section du présent chapitre, nous essayons de quantifier ces effets sur les variables d’adoption du cadre d’organisation que représente le virage ambulatoire, en chirurgie et en médecine. Dans la mesure où cette adoption était le résultat recherché sur l’axe « virage ambulatoire et adéquation de la prise en charge en établissement » du Plan triennal, cette première étape revient à mesurer l’efficacité des dispositifs de régulation souple intermédiée pour cet axe du Plan. Dans la seconde section, nous tentons de comprendre les effets observés en première section, à l’aide d’une analyse configurationnelle comparative réalisée sur un échantillon d’établissements du groupe de « traitement ». Pour des raisons que nous allons exposer en fin de première section, nous avons limité cette seconde étape à l’explication de l’efficacité des dispositifs de régulation souple intermédiée pour le virage ambulatoire en chirurgie. Enfin, en troisième et dernière section, nous interrogeons l’utilité du virage ambulatoire qui a été porté par ces dispositifs de régulation. Nous nous intéressons en premier lieu à l’utilité principalement recherchée par le régulateur, c’est-à-dire le maintien de l’équilibre financier des établissements de santé publics et des ESPIC, puis nous examinons les autres types d’utilité potentielle du virage ambulatoire hospitalier, tel qu’il a été expérimenté dans le cadre du Plan triennal : pour les professionnels travaillant dans les établissements de santé et pour leurs patients.

Mesure de l’efficacité des dispositifs de régulation souple intermédiée du Plan triennal

Le résultat que le régulateur primaire du Plan triennal attendait des dispositifs de régulation souple intermédiée était une progression des établissements de santé publics et des ESPIC dans le virage ambulatoire en chirurgie et en médecine. Toutefois, nous avons noté au deuxième chapitre que, si l’hospitalisation ambulatoire constituait bien dès le commencement du Plan triennal un cadre d’organisation global alternatif au cadre conventionnel en chirurgie, elle concernait surtout les unités de jour en médecine. Cette différence justifiait d’analyser séparément les effets des dispositifs de régulations dans chacun des deux secteurs. Ainsi que nous l’avons vu au troisième chapitre, le TA, la DMS et le TU constituaient les variables de résultats du virage ambulatoire en chirurgie. Nos requêtes sur la base PMSI fournissaient les TA pour 661 établissements publics et ESPIC sur la période 2012-2016, ainsi que les DMS pour 654 établissements de ces catégories. Le requêteur Hospi Diag permettait par ailleurs d’obtenir les TU en chirurgie complète pour 412 établissements de ce périmètre. En croisant ces sources, nous avons pu constituer une base de données contenant les valeurs de ces trois indicateurs fin 2012, 2014 et 2016, pour 376 établissements. Sur ces 376 établissements, 175 avaient participé au programme de mentorat de l’ANAP de 2014 à 2016. Nous disposions donc de données sur les variables de résultats du virage ambulatoire chirurgical pour 89 % des membres du groupe de traitement. Nous avons exclu de cette base initiale de 376 organisations trois établissements présentant des TU supérieurs à 200 %, que nous avons considérés comme des valeurs aberrantes. Deux de ces trois établissements appartenait au groupe de traitement. En outre, le calcul des distances de Mahalanobis au carré nous a amené à exclure trois autres établissements présentant des valeurs extrêmes : un dans le groupe de traitement et deux dans le reste de la population. À l’issue de ce premier travail d’extraction des données, et après exclusion des valeurs aberrantes et extrêmes, nous pouvions donc observer une population de 370 établissements, dont 172 appartenait au groupe de traitement.

Le tableau 5.1 ci-contre présente les valeurs initiales39des indicateurs du virage ambulatoire en chirurgie dans ce groupe et dans le reste de cette population. Les distributions de ces valeurs ne satisfaisant pas les conditions de normalité et d’homoscédasticité, nous avons apprécié la significativité des différences entre le groupe de traitement et le reste de la population observable à l’aide de tests unilatéraux de Wilcoxon à deux échantillons. La probabilité associée à la statistique Z calculée pour chacun des tests est indiquée en tableau 5.1 en dessous des valeurs médianes. Bien que les DMS moyenne et médiane du groupe traitement fussent légèrement plus élevées que celle du reste de la population en 2014, avec un écart moyen de 0,11 jour et un écart médian de 0,23 jour, le test des rangs pour cet indicateur ne révélait pas différence significative entre ces deux sous- populations. De la même manière, quoique les TA initiaux moyen et médian du groupe de traitement fussent inférieurs de 0,91 et d’1 point à ceux des autres établissements, l’écart entre les rangs occupés par les valeurs du premier et du second ensemble d’observations n’était pas statistiquement significatif. En revanche, les niveaux de TU étaient nettement supérieurs dans le groupe de traitement par rapport au reste de la population en 2014, puisqu’ils se situaient dans ce groupe aux alentours de 87 % en moyenne comme en médiane, alors qu’ils n’étaient que de 81 % en moyenne et de 83 % en médiane dans le reste de la population. Le test des rangs signés de Wilcoxon indiquait que la probabilité que le niveau de TU soit comparable dans le groupe de traitement et dans le reste de la population était inférieure à 1 %. Nous avons donc conclu à l’existence d’un biais de sélection du groupe de traitement sur la variable d’utilisation des capacités d’hospitalisation complète en chirurgie.