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Robyn Tamblyn, PhD; Michal Abrahamowicz, PhD; Dale Dauphinee, MD; Elizabeth Wenghofer, PhD; André Jacques, MD; Daniel Klass, MD; Sydney Smee, MSc; David Blackmore, PhD; Nancy Winslade, PharmD; Nadyne Girard, MSc; Roxane Du Berger, MSc; Ilona Bartman, MA; David L. Buckeridge, MD, PhD; James A. Hanley, PhD

RÉSUMÉ
Contexte La mauvaise communication entre le médecin et le patient majore le risque de plaintes et de poursuites pour faute professionnelle. En réponse à ce problème, le Canada et les États-Unis ont introduit une réforme de l'examen nécessaire à l'octroi du permis d'exercer, incluant une évaluation standardisée à l'échelle nationale des aptitudes à communiquer du médecin, ainsi que de ses compétences dans l'interrogatoire clinique et dans l'examen physique.

Objectif Déterminer si les notes obtenues dans la communication médecin-patient à l'examen d'aptitude clinique sont prédictives des plaintes futures dans la pratique médicale.

Schéma, cadre et participants Étude de cohorte de l'ensemble des 3 424 médecins ayant passé l'examen d'évaluation des aptitudes cliniques du Conseil médical du Canada entre 1993 et 1996, et qui ont obtenu un permis d'exercer la médecine en Ontario et/ou au Québec. Les participants ont été suivis jusqu'en 2005, incluant leurs 2 à 12 premières années d'exercice.

Principal critère d'évaluation Taux de plaintes de patients contre des médecins de l'étude, déposées auprès des organismes de réglementation de la profession médicale de l'Ontario ou du Québec et retenues après enquête. La régression multivariée de Poisson a été utilisée pour évaluer la relation entre le taux de plaintes et les notes à l'examen d'aptitude clinique, ainsi qu'à l'examen écrit traditionnel. Les notes sont basées sur une moyenne standardisée (ET) de 500 (100).

Résultats Dans l'ensemble, 1 116 plaintes ont été déposées contre 3 424 médecins, dont 696 ont été retenues après enquête. Chez les médecins, 17,1 % avaient au moins 1 plainte retenue, dont 81,9 % concernaient des problèmes de communication ou de qualité des soins. Les scores de communication avec le patient des médecins étudiés variaient de 31 à 723 (moyenne [ET], 510,9 [91,1]). Une réduction de 2 ET dans le score de communication était associée à 1,17 plainte retenue supplémentaire par 100 médecins par an (risque relatif [RR], 1,38; intervalle de confiance [IC] à 95 %, 1,18-1,61) et à 1,20 plainte supplémentaire pour problèmes de communication par 100 années d'exercice (RR, 1,43; IC 95 %, 1,15-1,77). Après ajustement sur la capacité prédictive du score de décision clinique dans l'examen écrit traditionnel, le score de communication médecin-patient dans l'examen d'aptitude clinique restait significativement prédictif des plaintes retenues (test du rapport de vraisemblance, p < 0,001), les scores dans le quartile inférieur expliquant un taux additionnel de 9,2 % (IC 95 %, 4,7%-13,1%) des plaintes.

Conclusion Les notes obtenues dans la communication médecin-patient et dans la prise de décision clinique à un examen d'aptitude national étaient prédictives des plaintes déposées auprès des organismes de réglementation de la profession médicale.

JAMA. 2007;298(9):993-1001

Des décennies d'études ont confirmé qu'une faible aptitude à communiquer avec les patients est associée à une moindre satisfaction de ces derniers, à des taux supérieurs de plaintes et à un risque accru de poursuites pour faute professionnelle, ainsi qu'à de plus mauvais résultats cliniques.^1-16 En réponse à ce problème, les facultés de médecine ont intégré un enseignement sur la communication avec le patient et les aptitudes cliniques dans leur programme. Cependant, ces aptitudes n'étaient pas systématiquement évaluées, pas plus qu'un niveau minimum de compétence n'était requis pour l'obtention du permis d'exercice de la médecine.¹⁷ Afin de traiter ce problème, des réformes des conditions de délivrance de ce permis ont été entreprises en Amérique du Nord.¹⁸ Le Conseil médical du Canada (CMC) (1993),¹⁹ l'Educational Commission for Foreign Medical Graduates (1998),²⁰ et plus récemment, le USMLE (United States Medical Licensing Examination) (2004),²¹ ont tous introduit une évaluation des aptitudes cliniques (examen clinique objectif structuré, ECOS) -évaluation standardisée à l'échelle nationale des aptitudes en matière de communication avec le patient, d'interrogatoire clinique et d'examen physique - comme condition requise pour l'obtention du permis d'exercer. Tous les diplômés des facultés de médecine américaines et canadiennes doivent désormais passer un examen sur une série de cas avec des patients standardisés, au cours duquel un patient et un médecin examinateur observent et notent les aptitudes cliniques et relationnelles du candidat pour prédire ses compétences à exercer.

Tandis que l'évaluation obligatoire des compétences cliniques et relationnelles est soutenue par l'opinion publique,²² des objections sont soulevées par le coût de l'examen et le manque de données démontrant que l'évaluation d'un jour puisse prédire la pratique future, surtout dans la mesure où elle est liée à des déficiences dans la communication patient-médecin.^23-27

Depuis l'instauration de l'ECOS pour tous les médecins canadiens, le CMC a évalué plus de 25 000 diplômés en médecine en utilisant un format d'examen similaire à la deuxième partie de l'USMLE (USMLE Step 2 CS).¹⁹ Nous avons étudié la capacité des ECOS à prédire les plaintes futures dans la pratique médicale. Nous avons testé l'hypothèse selon laquelle des scores inférieurs dans la communication patient-médecin seraient associés à un taux supérieur de plaintes des patients concernant la qualité des soins et la communication. Nous avons également évalué si l'utilisation des scores de l'examen clinique améliorait la prédiction des plaintes au-delà des résultats de l'examen écrit traditionnel.

MÉTHODES
Contexte

Au Canada et aux États-Unis, les organismes de réglementation de la profession médicale (Ordres des médecins des états et Collèges provinciaux des médecins et des chirurgiens) utilisent un cadre commun pour régir les modalités de formation des médecins, d'intégration dans la pratique, de réglementation, de sanction, et de radiation.^28-32 L'une des principales obligations des organismes de réglementation des provinces et des états de ces deux pays consiste à traiter et à résoudre les plaintes déposées par les patients contre les médecins. Conformément à un ensemble commun de principes et de procédures, toutes les plaintes reçues par écrit sont étudiées. Un système de triage est utilisé pour recueillir des informations auprès des patients et des médecins pour chaque plainte, éliminer les actions inconsistantes ou procédurières, et prendre des mesures informelles pour parvenir à une prompte résolution des problèmes mineurs. Lorsque ces mesures informelles sont infructueuses ou considérées comme inadaptées, la plainte est traitée par une commission ou un conseil plus formel qui décide des suites à donner. La plupart des plaintes sont résolues par le biais d'une série graduelle d'actions réglementaires, qui sont généralement l'éducation, le blâme, et l'avertissement. Pour les plaintes les plus graves, comme toutes celles concernant des problèmes d'inconduite sexuelle, des audiences disciplinaires formelles de nature quasi-judiciaire sont convoquées. Ces audiences peuvent aboutir à diverses sanctions allant jusqu'au retrait du permis d'exercice. Lorsque la plainte d'un patient contre un médecin est déposée directement auprès d'un hôpital, ce dernier, dans la plupart des juridictions territoriales et provinciales, doit rapporter les problèmes d'inconduite professionnelle à l'organisme de réglementation concerné.

Schéma et population

Les cohortes de médecins ayant passé l'examen d'aptitude clinique du CMC entre 1993 et 1996 et ayant obtenu le permis d'exercer la médecine en Ontario et/ou au Québec, ont été identifiées. Près des deuxtiers de la population canadienne et environ 50 % de l'ensemble des médecins résident dans ces deux provinces. Toutes les plaintes déposées contre ces médecins auprès des organismes de réglementation de la profession de ces deux provinces, entre la date d'octroi du permis d'exercice et mars 2005, ont été recherchées. Le CMC a identifié les 6 677 médecins ayant passé l'examen pendant cette période, et communiqué aux ordres des médecins de l'Ontario et du Québec les nom et prénom, le sexe, la faculté de médecine, et l'année d'obtention du diplôme de chaque candidat. Ces 5 champs nominaux ont été utilisés pour établir le lien avec le registre des médecins agréés dans chaque province. Les médecins ayant une correspondance de tous les champs étaient retenus. Les correspondances partielles étaient étudiées manuellement et jugées. La spécialité, le lieu et les dates de formation postdoctorale, ainsi que l'année du diplôme ont été obtenus dans les dossiers des organismes de réglementation provinciaux, ainsi que dans le registre national de formation pour tous les médecins ayant effectué leur formation médicale postdoctorale au Canada. Sur les 6 677 médecins, 8,6 % n'ont pas pu être reliés aux fichiers des organismes de réglementation de l'Ontario/Québec ou au registre national de formation postdoctorale. Comparés aux médecins reliés, ils étaient plus susceptibles d'être plus âgés (> 45 ans, 44,2 % vs 11,4 %; ², p < 0,001), d'être de sexe masculin (73,6 % vs 57,4 %; ², p < 0,001), d'avoir été formés en dehors du Canada (83,4 % vs 12,7 %; ², p < 0,001), de ne pas avoir encore passé l'ECOS (15,7 % vs 1,8 %; ², p < 0,001), et d'avoir obtenu des scores inférieurs à l'examen écrit traditionnel (495,4 vs 524,7; test t, p < 0,001) ainsi qu'à l'ECOS (436,8 vs 517,8; test t, p < 0,001).

L'identité des médecins et les informations confidentielles les concernant étaient protégées en remplaçant toutes les données nominales par un numéro d'étude généré par le CMC, qui était utilisé pour associer les données démographiques, les notes et les dossiers de plainte à chaque médecin de l'étude. Le comité d'éthique de la faculté de médecine de l'université McGill a donné son approbation. La commission provinciale de la protection de la vie privée, les ordres des médecins de l'Ontario et du Québec, ainsi que le CMC ont approuvé et surveillé les procédures d'accès aux données, de croisement des données et d'anonymisation.

Évaluation des plaintes

Les organismes de réglementation des provinces recueillent des informations standardisées pour chaque plainte écrite déposée contre un médecin. Ces informations incluent les noms des patients et des médecins concernés, ainsi qu'une description du problème, de ses circonstances, des interventions médicales, du résultat, et du lieu de l'incident. Le processus d'enquête inclut un examen de la lettre du plaignant, de la réponse du médecin, des dossiers médicaux du patient, des informations provenant de l'hôpital le cas échéant (pour les complications chirurgicales par exemple), et les informations de témoins. Toutes les données sont revues par des médecins examinateurs (Québec) ou par un comité des plaintes (Ontario), qui déterminent la légitimité de la plainte, le type et la gravité du problème, et l'approche recommandée pour sa résolution ainsi que les suites à donner. Les plaintes sont classifiées par les examinateurs dans 1 sur 55 (Québec) ou 57 (Ontario) catégories mutuellement exclusives (notamment complications dues à une erreur médicale ou chirurgicale, rupture de confidentialité, rapports médicaux incomplets), avec leur aboutissement (retenue ou non) et la mesure prise (avertissement, conseils/formation, révocation de permis, suspension, ou limitation du droit d'exercice).

Toutes les plaintes enregistrées pour les médecins de l'étude ont été recherchées par le personnel des organismes de réglementation. Les données incluaient le numéro d'étude du médecin, la date du dépôt de plainte et de clôture, la classification du type de problème, et sa conclusion (décision de maintien de la plainte et mesure prise). Les codes de classification des plaintes des organismes de réglementation respectifs ont été groupés dans 6 catégories selon les regroupements comparables utilisés par les organismes de l'Ontario et du Québec: communication et attitude; qualité des soins; professionnalisme; problème lié au cabinet; problème comportemental du médecin lié à la santé (maladie mentale, par exemple); et autre (publicité mensongère notamment). L'attribution des codes de classification des plaintes était vérifiée indépendamment par des examinateurs des organismes de réglementation, qui tranchaient les désaccords sur l'attribution finale.

Le critère primaire d'évaluation était le taux de plaintes, c'est-à-dire le nombre de plaintes retenues comme valables par l'ordre des médecins, après enquête par année de pratique. Dans la mesure où le jugement sur la validité d'une plainte peut varier en fonction des ordres provinciaux, nous avons effectué une analyse de sensibilité incluant toutes les plaintes pour déterminer si nos résultats étaient influencés par les décisions de maintien. Le sous-groupe de plaintes maintenues, liées à des problèmes de communication et de qualité des soins, a été évalué en critère secondaire, ces problèmes étant supposés plus fortement associés aux compétences évaluées par l'examen.

Le taux de plaintes pour chaque médecin a été calculé en utilisant en dénominateur les années d'exercice, définies par le nombre d'années écoulées entre la date d'achèvement de la dernière année de formation postdoctorale et la fin du suivi (mars 2005). Pour évaluer la validité de l'utilisation de la date de fin de formation postdoctorale comme date de début de pratique, nous avons recherché, pour 1 161 médecins du Québec, le décompte du nombre d'années pendant lesquelles le médecin avait facturé ses services aux patients à l'organisme assureur provincial. Comparé aux données de facturations réelles entre 1993 et 2003, notre approche surestime modestement le nombre d'années de pratique (moyenne [ET] à partir des facturations, 4,2 [2,4] ans; estimation à partir de l'année de fin de formation, 4,9 [2,2] ans). Cependant, un très bon niveau d'accord était relevé entre les 2 méthodes (corrélation intraclasse, 0,67; intervalle de confiance [IC] à 95 %, 0,54-0,75), et aucune relation n'était observée entre les années d'exercice et le score de communication (corrélation de Pearson, r = -0,06). En conséquence, les erreurs potentielles dans l'évaluation des années d'exercice ne devraient pas confondre l'association entre les plaintes et le score de communication.

Examens du Conseil médical du Canada

Examen écrit traditionnel. Cet examen évalue les compétences d'un candidat pour intégrer une formation postdoctorale. Il se passe généralement à la fin de la faculté de médecine et est nécessaire pour obtenir le permis d'exercer. Les connaissances médicales sont testées à l'aide d'environ 450 questions à choix multiples permettant d'évaluer les connaissances en médecine, en chirurgie, en gynécologie obstétrique, en psychiatrie, en pédiatrie, et en médecine préventive.³³ La prise de décision clinique est évaluée par des questions portant sur des aspects clés de problèmes cliniques.34 Les candidats doivent répondre à des aspects essentiels du diagnostic ou de la prise en charge de 36 à 40 cas cliniques, en utilisant des réponses écrites ou à menu court.³⁴ À la différence des questions à choix multiples, les questions portant sur les aspects clés sont exclusivement axées sur les composantes d'un cas, pour lesquelles il est demandé aux médecins de prendre des décisions essentielles, et où les erreurs peuvent nuire au patient. La notation est basée sur la qualité relative de la réponse plutôt que sur une simple réponse correcte, les erreurs d'omission et de prescription étant prises en compte dans la notation. Le score est calculé par la somme pondérée de la composante à choix multiples (pondération = 0,75) et de celle de l'aptitude à la prise de décision clinique (pondération = 0,25), où les pondérations reflètent le temps d'examen consacré à chaque composante. Une note de passage critérielle est calculée selon la méthode de Nedelsky modifiée,^33,34êt les notes pour les nouveaux candidats sont standardisées en une moyenne (ET) de 500 (100). Pour la population étudiée, l'estimation? de Cronbach de la fiabilité de l'examen écrit variait de 0,90 à 0,92 pour la composante à choix multiples, et de 0,60 à 0,69 pour la composante d'aptitude à la décision clinique dans les différents centres d'examen.

Examen d'aptitude clinique. Cet examen évalue les compétences des candidats dans le recueil des données (interrogatoire, examen physique), la communication avec le patient, et la résolution des problèmes (diagnostic et prise en charge), par le biais d'un examen clinique objectif structuré (ECOS) portant sur 20 cas; il peut être passé après 1 an de formation postdoctorale.¹⁹ La plupart des médecins le passent au cours de la seconde année postdoctorale ou du premier semestre de la troisième année de ce cycle (93 % des médecins ayant passé l'examen entre 1993 et 1996). Le recueil des données est évalué dans une rencontre de 5 ou 10 minutes avec un patient standardisé, par des médecins examinateurs entraînés utilisant des check-lists spécifiques aux cas.¹⁹ La communication axée sur le patient est évaluée dans 3 à 4 cas, sélectionnés pour représenter des situations où une bonne communication est nécessaire pour une prise en charge optimale (par exemple, refus de discuter du traitement pour une maladie en phase terminale, délivrance de conseils à un adolescent sur le contrôle des naissances). Les exemples de communication médecin-patient mal notée incluent les comportements condescendants ou blessants, l'émission de jugements catégoriques, ou l'absence d'attention portée aux réponses du patient pendant la rencontre. La résolution des problèmes est évaluée par un questionnaire après rencontre effectué par écrit, incluant des questions à réponse courte sur le diagnostic, les explorations, l'interprétation des résultats d'analyse, et la prise en charge. Les réponses sont notées par des médecins examinateurs à l'aide d'une grille de correction. La note de passage pour l'examen global est établie selon des méthodes critérielles,^19,33-35 et les notes des nouveaux candidats sont standardisées en une moyenne (ET) de 500 (100). Pour la population étudiée, l'estimation de Cronbach de la fiabilité des notes de l'ECOS variait de 0,25 à 0,50 pour la communication, de 0,59 à 0,75 pour le recueil des données, et de 0,41 à 0,67 pour la résolution des problèmes, dans les différents centres d'examen.

Covariables

Les caractéristiques des médecins pouvant être associées à l'aptitude à communiquer ou au taux de plaintes ont été évaluées en facteurs de confusion potentiels et en modificateurs de l'effet.^6,10 Elles incluaient les données relatives au sexe du médecin, au statut de diplômé international en médecine, et à la spécialité, qui ont été obtenues dans les fichiers centraux du CMC, le registre de formation postdoctorale, et auprès des ordres des médecins. La province d'exercice était également considérée comme un facteur de confusion potentiel, dans la mesure où des différences peuvent exister dans la délivrance des services de santé et dans le traitement des plaintes en fonction des juridictions.

Analyse statistique

Les corrélations entre les notes à l'examen ont été estimées par des coefficients de corrélation moment-produit de Pearson. La fiabilité des scores a été évaluée en utilisant une valeur de Cronbach pondérée, où les poids étaient basés sur le nombre de candidats à l'examen dans chaque centre d'examen. Les corrélations non atténuées ont également été calculées pour déterminer la corrélation attendue si les deux scores étaient évalués avec une fiabilité parfaite, à l'aide de la formule³⁶

La relation entre les scores de l'ECOS et le taux de plaintes a été évaluée à l'aide d'une régression multivariée de Poisson (SAS version 9.1, SAS Institute, Cary, Caroline du Nord), avec un ajustement sur le sexe du médecin, la spécialité, le pays de formation (Canada ou international), et la province. Un test bilatéral avec une valeur de p de 0,05 a été utilisé pour évaluer la signification statistique. Le nombre de plaintes était la variable dépendante, et le nombre d'années de pratique était utilisé pour mesurer la personne-temps pour chaque médecin. La capacité prédictive de chaque score à l'examen a été évaluée dans un modèle séparé avec ajustement sur le sexe, la spécialité, le statut de diplômé international en médecine, et la province d'exercice, en utilisant des scores continus ainsi que des quartiles de score. Pour déterminer si la relation entre les scores à l'examen et les plaintes était modifiée par des caractéristiques pouvant être associées aux notes en communication, notamment la juridiction d'exercice, le sexe du médecin, et la formation à l'étranger, nous avons évalué les interactions entre le score d'examen et ces caractéristiques, et utilisé le test du rapport de vraisemblance pour déterminer si les termes d'interactions amélioraient l'ajustement du modèle.

Les examens d'aptitude visent à évaluer un niveau requis de compétence; en conséquence il peut exister des seuils minimaux d'aptitude de communication en dessous desquels le taux de plaintes est élevé et au-dessus desquels ce taux est inférieur et relativement uniforme. Pour déterminer si une relation linéaire fournissait une représentation appropriée de l'association entre le score à l'examen et le taux de plaintes, nous avons testé les modèles multivariés de Poisson pour la non-linéarité, en utilisant une extension non paramétrique de modèles additifs généralisés (GAM) sur la régression de Poisson.³⁷ L'effet ajusté du score à l'examen a été estimé en utilisant des splines de lissage avec 4 df, et la signification statistique de l'effet non linéaire a été testée par test ² non paramétrique. Tous les modèles ont été estimés séparément pour les critères primaires et secondaires. Afin de déterminer si l'inclusion du score de communication de l'ECOS améliorait la prédiction des plaintes au-delà des résultats de l'examen écrit traditionnel, nous avons tout d'abord estimé la relation indépendante entre les scores obtenus à l'examen écrit traditionnel et le taux de plaintes. Le score de communication de l'ECOS était ensuite ajouté au modèle qui incluait le score d'examen écrit traditionnel, et l'amélioration dans la prédiction des plaintes était évaluée par un test du rapport de vraisemblance. La puissance du score de communication ECOS à prédire les plaintes était estimée par la fraction de risque attribuable, proportion de toutes les plaintes expliquées par les médecins situés dans le quartile inférieur des notes de communication,³⁸ après ajustement sur les facteurs prédictifs existants.

La puissance était estimée selon la méthode proposée par Signorini39 pour la régression de Poisson. Sur la base d'une erreur de type I de 5 %, un taux de plaintes initial de 3,1 % dans la population étudiée, et 3 424 médecins suivis pendant une moyenne de 6,5 ans, l'étude avait une puissance de 95 % pour détecter une différence de taux relative de 12 % par diminution de 2 ET du score.

RÉSULTATS
Sur les 6 677 médecins ayant passé l'ECOS entre 1993 et 1996, 3 424 (51,3 %) ont obtenu un permis d'exercer en Ontario et/ou au Québec. Au moment de l'examen, 71,6 % des médecins étudiés étaient âgés de 25 à 30 ans, 55,5 % étaient des hommes, et 12,3 % avaient obtenu leur diplôme en médicine à l'étranger. Après l'examen, 84 % ont effectué une formation postdoctorale en soins primaires ou dans des sous-spécialités médicales, et deuxtiers sont entrés en pratique en Ontario (Tableau 1). Le score moyen de la population étudiée pour l'examen d'aptitude clinique et l'écrit traditionnel était d'environ un quart d'un ET au-dessus de 500. Cependant, l'étendue était considérable - environ 7 ET pour l'ECOS et 5 ET pour l'examen écrit traditionnel. Globalement, 230 médecins (6,7 %) ont échoué à l'ECOS à leur premier passage ; 52 de ces médecins ne l'ont jamais réussi, mais ont obtenu le permis d'exercer pendant la période de transition précédant l'instauration des nouvelles exigences pour sa délivrance.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 1.. Caractéristiques des 3 424 médecins ayant passé l'examen national postdoctoral d'aptitude clinique entre 1993 et 1996 et ayant obtenu le permis d'exercer en Ontario et/ou au Québec, Canadaa aLes pourcentages peuvent ne pas totaliser 100 % en raison des arrondis. bScores standardisés avec une moyenne (ET) de 500 (100) pour tous les nouveaux candidats à l'examen issus de facultés de médecine canadiennes dans un centre d'examen donné.

Les corrélations entre les scores totaux et les sous-scores des examens écrit traditionnel et clinique variaient entre r = 0,10 et r = 0,40 (Tableau 2). Le score de communication présentait la plus faible corrélation avec les scores de l'examen écrit traditionnel et avec les autres scores de l'ECOS. Même après correction pour le manque de fidélité, la corrélation entre les scores de communication et ceux de l'examen écrit traditionnel était faible (r non atténué = 0,23). Il a été démontré précédemment que l'aptitude à communiquer était un domaine indépendant de capacités plus cognitives qui sont évaluées dans les examens écrits traditionnels.40 Dans l'ensemble, 1 116 plaintes ont été déposées dans un total de 22 585 années de pratique (4,9 plaintes par 100 années de pratique) (Tableau 3). Le suivi moyen (ET) par médecin était de 6,5 (2,4) ans, correspondant aux 2 à 12 premières années d'exercice.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 2.. Corrélation entre les scores totaux et les sous-scores aux examens écrit traditionnel et clinique du Conseil médical du Canadaa aPour les scores de l'examen écrit traditionnel, la valeur de Cronbach pondérée dans differents centres d'examen était de 0,92 pour le score total; questions à choix multiples, 0,91 ; et prise de décision clinique, 0,64. Pour les scores de l'examen clinique, la valeur de Cronbach pondérée était de 0,77 pour le score total; communication, 0,41; recueil de données, 0,66; et résolution des problèmes, 0,54. Les pondérations étaient basées sur le nombre de candidats passant l'examen dans chaque centre.36 Les corrélations non atténuées (r)30 entre les scores de l'examen écrit traditionnel et celui de l'examen clinique étaient de 0,47 pour le score total et de 0,23 pour la communication; entre le score de décision clinique de l'examen traditionnel et celui de l'examen clinique : score total, 0,47 et communication, 0,43. bCoefficients de corrélation moment-produit de Pearson. Toutes les corrélations étaient statistiquement significatives (p < 0,001).

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 3.. Fréquence des plaintes par type, statut et nombre de médecins parmi les 3 424 praticiens suivis pendant leurs 2 à 12 premières années d'exercice et 22 585 années de pratique combinées en Ontario et au Québec, Canada Abréviation: IC, intervalle de confiance. aLes exemples de manque de professionnalisme incluaient le conflit d'intérêt et la publicité. Les exemples de plaintes en relation avec le cabinet incluaient les dossiers médicaux incomplets et les problèmes liés au personnel du cabinet. Les exemples de problèmes médicaux du médecin incluaient la maladie mentale et les troubles comportementaux liés à l'alcool. Les autres plaintes incluaient celles qui étaient classifiées dans des catégories multiples. b118 médecins avaient 2 plaintes maintenues ou plus. La distribution des 191 plaintes retenues contre ces médecins était similaire à celle de l'ensemble des 696 plaintes retenues: communication, 86 (45%); qualité des soins, 68 (35,6%); professionnalisme, 24 (12,5%); problèmes liés au cabinet, 10 (5,2%); problème médical du médecin, 1 (0,5%); et autre, 2 (1,0%). cSous-catégories des plaintes les plus fréquentes dans chaque catégorie.

Sur les 3 424 médecins, 21,5 % avaient reçu au moins 1 plainte, et 17,1 % avaient des plainte(s) retenues dans leur dossier après enquête. La majorité (81,9 %) des plaintes retenues concernaient des problèmes d'attitude/communication et de qualité des soins. Les problèmes de communication dans la prise en charge et le traitement/suivi inappropriés étaient les causes les plus fréquentes de plaintes concernant la qualité des soins. Sur les 696 plaintes maintenues, aucune n'a entraîné de révocation immédiate de permis, 71 (10,2 %) ont abouti à des recommandations de conseils/formation complémentaires ou à des mesures disciplinaires, et les autres ont donné lieu à des avertissements verbaux et écrits.

Les scores de communication de l'ECOS inférieurs étaient associés à un taux supérieur de plaintes retenues, plus particulièrement dans le quartile le plus bas de ces scores (Tableau 4). Les 853 médecins dans le quartile inférieur des scores de communication avaient 236 plaintes retenues, déposées dans leur total combiné de 5 542 années d'exercice. Ceci produisait un taux global de 4,26 plaintes par 100 années d'exercice comparé à 2,51 par 100 années d'exercice pour les médecins dans le quartile supérieur du score de communication (Tableau 4). Dans les modèles multivariés ajustant sur d'autres caractéristiques des médecins, des taux de plaintes significativement plus élevés étaient également observés pour les médecins hommes vs femmes, les chirurgiens et les médecins de soins primaires vs sous-spécialistes, et les médecins exerçant en Ontario vs ceux exerçant au Québec (Tableau 4). Même après ajustement sur ces caractéristiques, les médecins dans le quartile inférieur du score de communication avaient un taux de plaintes excédentaire de 1,75 par 100 années de pratique comparé aux médecins dans le quartile de score supérieur (risque relatif [RR] ajusté, 1,52 ; IC 95 %, 1,30-1,78), et un taux de plaintes excédentaire de 2,15 par 100 années de pratique comparé aux 3 quartiles supérieurs (RR ajusté, 1,43 ; IC 95 %, 1,22-1,68). La fraction de risque attribuable indiquait que 10,0 % (IC 95 %, 6,0 %-13,9 %) de l'ensemble des plaintes maintenues étaient expliqués par les médecins dans le quartile inférieur des scores de communication.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 4.. Score de communication de l'examen d'aptitude clinique du Conseil médical du Canada et taux de plaintes retenues Abréviations: IC, intervalle de confiance; GP, médecin généraliste. aEstimation à l'aide d'une régression de Poisson, ajustée sur le sexe du médecin, la spécialité, le pays de formation (Canada ou international) et la province.e. bSeuils pour les quartiles étaient pour le premier quartile, <457; pour le deuxième quartile, 457-518; pour le troisième quartile, 519-575; pour le quatrième quartile, >575.

Aucune non-linéarité significative (p = 0,25 pour le test non paramétrique GAM) n'a été démontrée. Selon le modèle linéaire, une réduction de 2 ET du score de communication était associée à une augmentation relative de 38 % du taux de plaintes (1,17 plainte supplémentaire par 100 années de pratique) (Tableau 4). La relation entre les scores de communication et le taux de plaintes était significativement plus forte au Québec (RR, 1,84 ; IC 95 %, 1,51-2,24) comparé à l'Ontario (RR, 1,34 ; IC 95 %, 1,25-1,49). Le sexe du médecin et le statut de diplômé international en médecine ne modifiaient pas significativement l'effet du score de communication.

L'analyse de sensibilité intégrant toutes les plaintes (retenues et non retenues) montrait la même augmentation significative du taux relatif de plaintes avec la diminution du score de communication (6,55 par 100 années de pratique dans le quartile inférieur comparé à respectivement 4,78, 4,46 et 4,05 dans les troisième, second et premier quartiles supérieurs) ; cependant, le risque était inférieur pour toutes les plaintes (RR, 1,30 ; IC 95 %, 1,22-1,39).

Dans les notes de l'ECOS, seule la note de communication était significativement associée aux taux de plaintes (Tableau 5). Les notes relatives au recueil des données et à la résolution des problèmes de l'ECOS n'avaient aucune relation avec le taux de plaintes, incluant celles concernant la qualité des soins. La note de communication de l'ECOS était celle qui présentait la plus forte association avec le risque de plaintes concernant la communication. L'examen écrit traditionnel était également significativement associé au taux de plaintes, la plus forte association concernant le score de prise de décision clinique. L'association entre les notes des questions à choix multiples et le taux de plaintes était significative pour l'ensemble des plaintes retenues, mais non significative pour les plaintes relatives à la communication ou à la qualité des soins. Une non-linéarité statistiquement significative a été trouvée dans la relation entre les notes de prise de décision médicale et le taux de plaintes global (p = 0,02, pour 3 df du test GAM). Le taux de plaintes augmentait avec la diminution des scores de décision clinique entre 600 et 450, sans effet systématique au-delà de cet intervalle.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 5.. Scores aux examens d'aptitude du Conseil médical du Canada et taux de plaintes retenues: total et par type de plainte Abréviation : IC, intervalle de confiance. aEstimé par régression multivariée de Poisson, avec ajustement sur sexe du médecin, spécialité, pays de formation (Canada, international), et province, avec score à l'examen en variable continue. Résultats présentés en variation du taux relatif par diminution de 2 ET du score. Un modèle indépendant a été utilisé pour estimer l'association de chaque score avec les plaintes retenues, avec ajustement sur les mêmes caractéristiques des médecins. bEstimé par régression multivariée de Poisson. Le modèle inclut le score de communication, le sous-score de prise de décision clinique de l'examen écrit traditionnel, le sexe du médecin, la spécialité, le pays de formation (Canada, international), et la province. L'amélioration de l'ajustement du modèle avec le score de décision clinique seul et le score de décision clinique plus score de communication a été évaluée par un test du rapport de vraisemblance.

Le score de communication de l'ECOS, lorsqu'il était ajouté à un modèle incluant le score de décision clinique de l'examen écrit traditionnel, améliorait significativement la prédiction de l'ensemble des plaintes maintenues et des plaintes relatives à la communication, mais pas celles concernant la qualité des soins (Tableau 5). Après ajustement sur le score de décision clinique de l'examen écrit traditionnel, un surcroît de 9,2 % (IC 95 %, 4,7 %-13,1 %) des plaintes maintenues et de 11,2 % (IC 95 %, 5,8 %-16,9 %) de celles relatives à la communication étaient expliqués par les médecins dans le quartile inférieur des scores de communication.

COMMENTAIRE
Dans une étude longitudinale de médecins ayant passé l'examen d'aptitude clinique du CMC, qui sont entrés en exercice en Ontario et/ou au Québec, les notes obtenues dans la communication avec le patient étaient des facteurs prédictifs statistiquement significatifs de futures plaintes aux organismes de réglementation de la profession. La crédibilité de l'association était renforcée par des données démontrant une relation linéaire entre les taux de plaintes et les scores de communication, une association légèrement plus forte lorsque le critère était limité aux plaintes relatives à la communication, l'uniformité et la signification statistique de l'association en Ontario et au Québec, ainsi que la persistance de l'association après ajustement sur le sexe du médecin, sa spécialité, le statut de diplômé international en médecine, et les années d'exercice.

Nous avons observé un taux de plaintes de 0,0491 par médecin. Ce taux se situe dans l'intervalle de celui des ordres de médecins des états américains, où le taux de plaintes moyen pour tous les médecins autorisés à exercer (incluant ceux n'ayant pas fait l'objet de plainte) variait de 0,02 par médecin dans le Wisconsin à 0,20 par médecin en Alabama, entre 2001 et 2003.⁴¹ Comme d'autres, nous avons trouvé que les problèmes de communication étaient la cause la plus fréquente de plaintes⁴² : 49,1 % des plaintes dans notre étude comparé à 55 % de celles déposées auprès d'1 ordre des médecins américain entre 1989 et 2000,⁴³ et à 74,7 % dans une étude sur des plaintes dans le secteur hospitalier entre 2001 et 2003.6 Nos résultats constituent une source d'informations pour les instructeurs et les organismes de réglementation de la profession médicale. Notre étude soutient la validité prédictive de l'évaluation standardisée des aptitudes de communication avant l'entrée en exercice. Près d'1 médecin sur 5 avait une plainte maintenue, déposée auprès d'organismes de réglementation provinciaux dans les 2 à 12 premières années d'exercice. Le risque de plainte était significativement supérieur chez les médecins dans le quartile inférieur des scores de communication. Ce résultat suggère que l'observation et l'évaluation directes des aptitudes à communiquer avec le patient pourraient être utiles pour identifier les jeunes médecins plus susceptibles de connaître des difficultés dans la pratique. L'évaluation des capacités de communication pourrait jouer un rôle à différentes étapes de la formation pour sélectionner les candidats à l'admission en faculté de médecin⁴⁴ ou pour identifier les jeunes recrues susceptibles de nécessiter un enseignement plus intensif en capacités de communication, ces aptitudes pouvant être améliorées par la formation.⁴⁵

En outre, nos résultats suggèrent qu'une norme de passage minimum devrait être établie pour la composante communication de l'ECOS, comme cela a été fait dans la deuxième partie de l'USMLE aux États-Unis.²¹ Pour ce faire, le nombre de cas dans lesquels la communication est évaluée devrait être augmenté de 3 à 4 à environ 10 à 14 cas pour obtenir un score suffisamment fiable pour statuer sur l'échec ou la réussite.⁴⁶ Le CMC a déjà augmenté le nombre de cas dans l'évaluation des capacités de communication, afin d'approcher ce seuil de fiabilité. Les plaintes étaient essentiellement associées à 2 sous-scores -prise de décision clinique et communication. L'évaluation de la prise de décision clinique a été spécifiquement conçue pour sélectionner des problèmes et des aspects du processus de prise de décision où les médecins étaient plus susceptibles de faire des erreurs qui auraient eu un effet sur l'évolution du patient.³⁴ Cette méthode de sélection du matériau de test pourrait expliquer pourquoi cette composante de l'examen était prédictive de plaintes, tandis que les composantes recueil des données et résolution des problèmes de l'ECOS ne l'étaient pas. L'utilisation des aspects clés d'un problème clinique dans l'évaluation de la prise de décision clinique a été instituée pour la première fois en 1992 par le CMC, et à notre connaissance, il s'agit ici de la première évaluation de sa capacité à prédire la pratique future.⁴⁷ Il pourrait être utile de renforcer l'utilisation de cette méthode dans l'évaluation écrite traditionnelle, ce format se révélant plus prédictif des plaintes relatives à la qualité des soins que les questions à choix multiples habituelles. La sélection de cas et d'éléments de test pour l'ECOS national sur la même base que les questionnaires écrits sur les aspects clés pourrait également être bénéfique. La capacité discriminante de l'évaluation du recueil des données et de la résolution des problèmes dans l'ECOS pourrait être améliorée par la sélection d'aspects du recueil de données qui sont essentiels à un problème clinique donné, sur lesquels les médecins tendent à faire des erreurs.

Notre étude présente plusieurs limites. La fiabilité faible à moyenne de la composante du score de communication de l'examen a probablement produit une sous-estimation de la force de la relation entre la communication et les plaintes.48 L'utilisation des années de pratique comme dénominateur dans l'estimation du taux de plaintes pourrait ne pas prendre en compte les différences entre médecins dans la fréquence du contact avec les patients, le type de patients, et les actes effectués, tous ces éléments pouvant être associés au risque de plaintes. Cependant, il semble improbable que les médecins ayant les moins bons scores dans la communication rechercheraient systématiquement des actes et des populations de patients plus susceptibles de générer des plaintes.¹³ Par ailleurs, les taux supérieurs de plaintes que nous avons trouvés chez les chirurgiens, les médecins de famille, et les médecins de sexe masculin, même après ajustement sur les scores inférieurs en communication, pourraient être associés à un volume d'exercice plus important ou à des différences dans les activités ou dans les populations de patients. Dans la mesure où des taux supérieurs de plaintes et de poursuites pour faute professionnelle ont également été trouvés pour ces sous-groupes de médecins dans d'autres études^1,10, il serait important de mieux en comprendre les les facteurs contributifs. Enfin, nous ne disposions pas d'informations sur la langue dans laquelle les médecins présentaient le plus d'aisance ou sur celle utilisée dans les examens, et n'avons pas pu inclure ces facteurs dans les analyses. En résumé, nous avons observé que les capacités de communication et de prise de décision clinique étaient des facteurs prédictifs majeurs de plaintes futures auprès des organismes de réglementation. Les examens actuels pourraient être modifiés pour tester plus efficacement et plus précocement ces qualités dans le processus de formation. Les études futures devront examiner si le traitement des problèmes de communication permettrait de réduire le nombre de plaintes, et si d'autres indicateurs de la qualité de la pratique pourraient être évalués par un examen d'aptitude clinique.

Informations sur les auteurs
Correspondance: Robyn Tamblyn, PhD, McGill University, 1140 Pine Ave W, Montreal, QC Canada, H3A 1A3 (robyn.tamblyn{at}mcgill.ca).

Contributions des auteurs: Le Dr Tamblyn a eu un accès complet à toutes les données de l'étude et accepte la responsabilité de l'intégrité des données et de l'exactitude de l'analyse des données.

Conception et schéma de l'étude: Tamblyn, Abrahamowicz, Dauphinee, Jacques, Klass, Winslade.

Recueil des données: Tamblyn, Dauphinee, Wenghofer, Jacques, Klass, Smee, Girard, Bartman.

Analyse et interprétation des données: Tamblyn, Abrahamowicz, Dauphinee, Wenghofer, Jacques, Klass, Blackmore, Girard, Du Berger, Bartman, Hanley, Buckeridge.

Rédaction du manuscrit: Tamblyn, Abrahamowicz, Dauphinee, Smee, Blackmore, Girard, Bartman, Hanley.

Revue critique du manuscrit: Tamblyn, Dauphinee, Wenghofer, Jacques, Klass, Winslade, Du Berger, Hanley, Buckeridge.

Analyse statistique: Tamblyn, Abrahamowicz, Girard, Du Berger, Bartman, Hanley, Buckeridge.

Obtention du financement: Tamblyn, Dauphinee.

Aide administrative, technique et matérielle: Tamblyn, Dauphinee, Wenghofer, Jacques, Klass, Smee, Blackmore, Winslade.

Supervision de l'étude: Tamblyn, Abrahamowicz, Dauphinee, Jacques, Klass.

Liens financiers: Aucun rapporté.

Financement/soutien: Le Medical Council of Canada (MCC) et le Canadian Institutes of Health Research (CIHR) ont assuré le financement de cette étude. Le CIHR a fourni les fonds opérationnels à cette étude et un soutien de type fellowship au Dr Winslade.

Rôle des sponsors: Le CIHR n'a joué aucun rôle dans le schéma et la conduite de l'étude, le recueil, la gestion, l'analyse et l'interprétation des données ainsi que dans la préparation, la revue ou l'approbation du manuscrit. Le MCC, le College of Physicians and Surgeons of Ontario, et le College of Physicians of Quebec, en tant qu'organisations, n'ont pas été impliqués dans l'approbation de cet article. Les co-auteurs du Medical Council ofCanada (Dr Blackmore, Mss Smee et Bartman), du College of Physicians and Surgeons in Ontario (Drs Klass et Wenghofer), et du College of Physicians of Quebec (Dr Jacques) ont supervise le recueil, l'association et l'anonymisation des données à partir de leur établissements respectifs, de même que leurs idées sur la conduite de l'étude, le recueil, la gestion et l'interprétation des données, la préparation, la revue, et l'approbation du manuscrit. Mss Girard et Du Berger ont réalisé l'analyse statistique.

Affiliations des auteurs: Departments of Medicine and Epidemiology & Biostatistics, McGill University, Montreal, Quebec, Canada; Ontario College of Physicians and Surgeons, Toronto, Ontario, Canada; Quebec College of Physicians, Montreal; Medical Council of Canada, Ottawa, Ontario.

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