Recherche quantitative originale – Associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements dans la consommation d’alcool chez les adultes d’âge moyen et les aînés pendant la pandémie de COVID-19 : Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV)
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Télécharger en format PDF (367 ko, 13 pages)Publié par : L'Agence de la santé publique du Canada
Date de publication : janvier 2026
ISSN: 2368-7398
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Kiara Pannozzo, M.S.P.Note de rattachement des auteurs 1; Lauren E. Griffith, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 1; Aaron Jones, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 1; Vanessa De Rubeis, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 1Note de rattachement des auteurs 2; Jayati Khattar, M.S.P.Note de rattachement des auteurs 1; Margaret de Groh, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 2; Ying Jiang, M.D.Note de rattachement des auteurs 2; Jacqueline McMillan, M.D.Note de rattachement des auteurs 3; Laura N. Anderson, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 1
https://doi.org/10.24095/hpcdp.46.1.03f
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Attribution suggérée
Article de recherche par Pannozzo K et al. dans la Revue PSPMC mis à disposition selon les termes de la licence internationale Creative Commons Attribution 4.0
Rattachement des auteurs
Correspondance
Laura N. Anderson, Département des méthodes de recherche en santé, des données probantes et de l’impact, Université McMaster, 1280 Main St. W., Hamilton (ON) L8S 4L8; courriel : ln.anderson@mcmaster.ca
Citation proposée
Pannozzo K, Griffith LE, Jones A, De Rubeis V, Khattar J, de Groh M, Jiang Y, McMillan J, Anderson LN. Associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements dans la consommation d’alcool chez les adultes d’âge moyen et les aînés pendant la pandémie de COVID-19 : Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV). Promotion de la santé et prévention des maladies chroniques au Canada. 2026;46(1):26-38. https://doi.org/10.24095/hpcdp.46.1.03f
Résumé
Introduction. La pandémie de COVID-19 et les mesures de santé publique associées pourraient avoir influencé la consommation d’alcool. Nos recherches visaient à évaluer si l’adhésion aux mesures de santé publique était associée à des changements dans la consommation d’alcool et l’hyperalcoolisation rapide pendant la pandémie de COVID-19.
Méthodologie. Une étude de cohorte prospective a été menée auprès de participants (50 à 96 ans) de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (N = 23 615). Des rapports de cotes ajustés (RCa) ont été estimés à partir de modèles de régression logistique multinomiale pour les associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique (quarantaine volontaire, participation à des rassemblements publics, sortie du domicile, port du masque et lavage des mains), les changements autodéclarés de la consommation d’alcool au cours de la première année de la pandémie et les changements mesurés de manière prospective dans la fréquence de consommation d’alcool et dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide entre 2015-2018 et 2020.
Résultats. Au cours de la première année de la pandémie, 13 % (n = 2 733) des participants ont déclaré avoir augmenté leur consommation d’alcool, alors que 13 % (n = 2 921) ont déclaré l’avoir diminuée. Les mesures prospectives suggèrent que 19,1 % (n = 4 421) ont augmenté et 34,5 % (n = 7 971) ont diminué leur fréquence de consommation, alors que 12,9 % (n = 1 427) ont augmenté et 17,6 % (n = 1953) ont diminué la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide. Une forte adhésion aux mesures de santé publique, comparée à une faible adhésion, a été associée à une probabilité plus élevée de diminution de la fréquence de consommation d’alcool (RCa = 1,17; intervalle de confiance [IC] à 95 % : 1,06 à 1,30). Aucune association n’a été observée entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements autodéclarés dans la consommation d’alcool ou dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide. Les associations sont consistantes entre les groupes socioéconomiques.
Conclusion. L’adhésion aux mesures de santé publique a été associée à une diminution, et non à une augmentation, de la fréquence de consommation d’alcool chez les adultes de 50 à 96 ans au cours de la première année de la pandémie de COVID-19.
Mots-clés : ÉLCV, COVID-19, changement de consommation d’alcool, mesures de santé publique, adhésion, consommation d’alcool
Points saillants
- Nous avons étudié l’association entre l’adhésion aux mesures de santé publique mises en place pour limiter la propagation de COVID-19 et les changements autodéclarés et prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool et dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide chez les adultes de 50 à 96 ans.
- Jusqu’à 20 % ont déclaré avoir augmenté leur consommation d’alcool et la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide ou la fréquence de leur consommation d’alcool.
- Jusqu’à 35 % ont déclaré avoir diminué la fréquence de leur consommation d’alcool.
- Une plus grande adhésion aux mesures de santé publique semble être associée à une plus grande probabilité de diminution de la fréquence de consommation d’alcool.
- L’adhésion aux mesures de santé publique n’a pas entraîné d’augmentation de la consommation d’alcool chez les adultes d’âge moyen et les aînés.
Introduction
Au début de la pandémie de COVID-19, des fermetures de frontières, des fermetures d’écoles, des restrictions des activités commerciales, des obligations de quarantaine et de confinement ainsi que diverses autres mesures de santé publique ont été imposées afin de limiter les interactions sociales non essentielles et minimiser la transmission de la COVID-19, les décès et la pression sur les systèmes de soins de santéNote de bas de page 1Note de bas de page 2Note de bas de page 3. Bien que les mesures de santé publique aient été essentielles pour ralentir la transmission du SRAS-CoV-2, ces restrictions ont entraîné des pertes d’emploi et une baisse des revenus, introduit de l’incertitude et augmenté les niveaux de stressNote de bas de page 1Note de bas de page 2.
Malgré des activités sociales limitées, la consommation et les ventes d’alcool ont augmenté au Canada après le début de la pandémieNote de bas de page 4Note de bas de page 5. La recherche ayant démontré l’existence de liens entre la consommation d’alcool et les stratégies d’adaptationNote de bas de page 6, une augmentation de la consommation aurait pu refléter l’existence d’un stress accruNote de bas de page 4Note de bas de page 7. Les recherches portant sur les effets des catastrophesNote de bas de page 8 et de la quarantaineNote de bas de page 9 ont révélé d’importantes associations entre le stress psychologique et l’augmentation de la consommation d’alcool et de drogues. La perte d’un emploi ou d’un revenu peut également accroître le niveau de stress, ce qui peut à son tour entraîner une augmentation de la consommation d’alcool et des problèmes de santé connexesNote de bas de page 10. La pandémie pourrait également avoir eu une incidence disproportionnée sur les Canadiens de 65 ans et plus, qui ont formé la majorité de la surmortalité, et pourraient avoir été davantage exposés au risque d’isolement socialNote de bas de page 11.
Des changements dans la consommation d’alcool pendant la pandémie ont été le plus souvent observés chez les participants de sexe masculinNote de bas de page 7. Des taux plus élevés de consommation d’alcool ont également été observés chez les personnes appartenant à des groupes à revenus élevés, chez les personnes divorcées, séparées ou veuves, chez les personnes sans domicile et chez les personnes de 60 ans et plusNote de bas de page 12Note de bas de page 13. Un rapport a révélé que 13 % des aînés échantillonnés ont augmenté leur consommation d’alcool pendant la pandémie, ce qui est préoccupant en raison de leur sensibilité accrue à l’alcool et aux effets liésNote de bas de page 14Note de bas de page 15.
Compte tenu des effets de la pandémie sur les aînés canadiensNote de bas de page 11 et des effets néfastes sur la santé associés à une consommation excessive d’alcoolNote de bas de page 16, il est essentiel d’analyser la consommation d’alcool au sein de cette population pour comprendre l’incidence de la pandémie et des mesures d’intervention, dont l’adhésion aux mesures de santé publique, sur l’évolution de la consommation d’alcool.
Malgré l’effet disproportionné de la pandémie sur les groupes privés d’équité au Canada, les recherches portant sur les facteurs d’équité en matière de santé sur les résultats liés à la pandémie, tels que la consommation d’alcool, ont fourni des résultats inconsistantsNote de bas de page 1.
La plupart des études canadiennes qui ont fait état d’une augmentation de la consommation d’alcool pendant la pandémie étaient transversales et fondées sur le rappel des changements de consommation autodéclarés par les participantsNote de bas de page 4Note de bas de page 7Note de bas de page 17. Bien que certaines études aient évalué les déterminants des changements longitudinaux de la consommation d’alcool autodéclarée chez les adultes d’âge moyen et les aînés pendant la pandémieNote de bas de page 15, aucune n’a évalué les associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements de consommation d’alcool. En outre, comme les réactions individuelles au stress lié à la pandémie peuvent avoir une influence sur l’adhésion aux mesures de santé publique, l’adhésion peut avoir une incidence sur la consommation d’alcoolNote de bas de page 18. Étant donné que les mesures de santé publique mises en œuvre variaient d’une province à l’autre, il pourrait également y avoir des différences dans les changements de consommation d’alcool à l’échelle du CanadaNote de bas de page 19.
Notre étude visait à évaluer l’association entre les mesures longitudinales d’adhésion aux mesures de santé publique et les changements autodéclarés de consommation d’alcool, ainsi que les changements longitudinaux (depuis avant la pandémie jusqu’au début de la pandémie) de la consommation d’alcool chez les adultes de 50 à 96 ans, tout en identifiant les modificateurs sociodémographiques de ces associations. Nous avons émis l’hypothèse qu’une plus grande adhésion aux mesures de santé publique pendant la pandémie de COVID-19 serait associée à une plus grande consommation d’alcool comme moyen de gérer le stress associé à l’augmentation de l’isolement social et de la solitude.
Méthodologie
Conception et cadre de l’étude
Nous avons mené une étude de cohorte longitudinale auprès d’adultes d’âge moyen et d’aînés (50 à 96 ans) résidant dans les 10 provinces canadiennes. Nous présentons nos résultats conformément aux lignes directrices STROBE (Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology)Note de bas de page 20.
Source des données
Pour cette étude, nous avons utilisé des données recueillies dans le cadre de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV). L’ÉLCV a recruté des participants (de 45 à 85 ans au moment du recrutement) dans les provinces canadiennesNote de bas de page 21. L’ÉLCV comprend une cohorte de suivi et une cohorte globale. Les participants de la cohorte de suivi sont sélectionnés au hasard dans les 10 provinces et sont interrogés par Internet ou par téléphoneNote de bas de page 21Note de bas de page 22. Les participants de la cohorte globale sont sélectionnés au hasard dans un rayon de 20 à 50 km de l’un des 11 sites de collecte de données dans sept provinces et sont interrogés en personneNote de bas de page 21. Des renseignements comparables sont recueillis auprès des deux cohortes, mais les participants de la cohorte globale subissent une évaluation physique approfondieNote de bas de page 21. Tous les participants admissibles sont cognitivement en mesure de remplir de manière autonome des questionnaires en anglais ou en françaisNote de bas de page 21.
Au moment de la collecte des données de départ, les personnes vivant dans les territoires, sur des réserves des Premières Nations ou dans d’autres établissements des Premières Nations et dans des institutions, ainsi que les membres à temps plein des Forces armées canadiennes, ont été exclus, conformément aux critères d’inclusion de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennesNote de bas de page 21Note de bas de page 23.
Les données sont collectées tous les trois ans et les participants sont suivis pendant 20 ans (jusqu’en 2033) ou jusqu’à leur décès ou perte de suiviNote de bas de page 21. Les données de départ ont été collectées entre 2011 et 2015, et le premier suivi a été réalisé entre 2015 et 2018Note de bas de page 21. Sur les 51338 participants de départ, 44 817 ont rempli le questionnaire du premier suivi (figure 1)Note de bas de page 21.
Figure 1 : Texte descriptif
| Numéro d’étape | Nombre de participants et statut |
|---|---|
| 1 | N = 51 338 participants ont répondu au Questionnaire de départ de l’ÉLCV. |
| 2 | N = 44 817 participants ont répondu au Questionnaire de premier suivi de l’ÉLCV. Parmi ceux-ci :
|
| 3 | N = 42 700 participants ont été invités à participer à l’étude par Questionnaire sur la COVID-19 de l’ÉLCV. |
| 4 | N = 28 371 participants ont rempli le questionnaire de départ sur la COVID-19 de l’ÉLCV. Parmi ceux-ci :
|
| 5 | N = 23 974 participants ont rempli le questionnaire de sortie sur la COVID-19 de l’ÉLCV. Parmi ceux-ci :
|
| 6 | N = 23 615 participants constituaient l’échantillon analytique concernant les changements autodéclarés de consommation d’alcool. Parmi ceux-ci :
|
Abréviation : ÉLCV, Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement.
L’étude par questionnaire sur la COVID-19 évaluant l’incidence de la pandémie a été lancée en avril 2020Note de bas de page 22. Elle comprenait cinq questionnaires : le questionnaire de départ sur la COVID-19 (réalisé entre le 15 avril 2020 et le 30 mai 2020, et complété par 28 559 participantsNote de bas de page 24), trois questionnaires réalisés mensuellement en juillet, en août et en septembre 2020 et le questionnaire de sortie sur la COVID-19 (réalisé entre le 29 septembre et le 29 décembre 2020 et complété par 23 974 participants)Note de bas de page 25.
Pour garantir l’exactitude des analyses sur les changements prospectifs de fréquence de consommation d’alcool, les changements autodéclarés de consommation d’alcool et les changements prospectifs de fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide entre le premier suivi et le questionnaire de sortie sur la COVID-19, 357 personnes ayant indiqué qu’elles n’avaient jamais bu d’alcool (évaluées lors du premier suivi) ont été exclues de l’étude, de même que deux répondants qui ne résidaient pas dans les provinces (figure 1). L’échantillon final pour analyse est constitué de 23 615 participants de 50 à 96 ans au moment où ils ont répondu au questionnaire de départ de l’étude sur la COVID-19 de l’ÉLCV.
Approbation éthique
Cette étude a été approuvée par le Hamilton Integrated Research Ethics Board (HiREB no 14090).
Variable de résultat : mesures de la consommation d’alcool
Nous avons analysé trois mesures de résultat parmi les répondants qui ont déclaré avoir déjà consommé de l’alcool lors du premier suivi. Le premier résultat, l’évolution de la consommation d’alcool autodéclarée par les participants, a été mesuré à l’aide du questionnaire de sortie sur la COVID-19 (septembre à décembre 2020). Les participants qui ont répondu « non » à la question « Avez-vous déjà bu de l’alcool? » (n = 1 496) ont été exclus de cette analyse, parce qu’on ne leur a pas demandé ensuite si leur consommation d’alcool avait changé (figure 1). Tous les participants ayant répondu « oui » ont été invités à répondre à la question : « Depuis le 1er mars 2020, votre consommation d’alcool a-t-elle augmenté, diminué ou est-elle restée la même? »
Le deuxième résultat, le changement prospectif de fréquence de consommation d’alcool, a été mesuré par les réponses aux questions sur la consommation d’alcool autodéclarée posées avant la pandémie à l’aide du questionnaire du premier suivi (2015-2018) et pendant la pandémie à l’aide du questionnaire de sortie sur la COVID-19 (septembre à décembre 2020). Le questionnaire de premier suivi a porté sur la consommation d’alcool au cours des 12 derniers mois, alors que le questionnaire de sortie sur la COVID-19 a porté sur la consommation d’alcool depuis le 1er mars 2020. Les options de réponse étaient les suivantes : « jamais », « environ une fois par mois », « 2 à 3 fois par mois », « une fois par semaine », « 2 à 3 fois par semaine », « 4 à 5 fois par semaine » et « presque tous les jours ». Les répondants au questionnaire de sortie sur la COVID-19 qui ont indiqué qu’ils ne buvaient jamais d’alcool ont été catégorisés comme n’ayant pas consommé d’alcool depuis le 1er mars 2020. En fonction de l’évolution de leurs réponses entre le questionnaire de premier suivi et le questionnaire de sortie sur la COVID-19, les participants ont été classés comme ayant augmenté, ayant diminué ou n’ayant pas changé leur consommation d’alcool.
Le troisième résultat, le changement prospectif de fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide, a été mesuré par les réponses aux questions sur le nombre d’épisodes d’hyperalcoolisation rapide (quatre verres ou plus au cours d’une même séance ou d’une même occasion pour les femmes et cinq verres ou plus au cours d’une même séance ou d’une même occasion pour les hommes), avant la pandémie à l’aide du questionnaire de premier suivi et pendant la pandémie à l’aide du questionnaire de sortie sur la COVID-19.
Les questions sur la consommation d’alcool ont été adaptées de l’Étude sur la santé OntarioNote de bas de page 26. La concordance entre les changements autodéclarés dans la consommation d’alcool et les changements prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool a été quantifiée à l’aide de la statistique kappa.
Variable d’exposition : mesure du score d’adhésion aux mesures de santé publique
Les données sur l’adhésion aux mesures de santé publique ont été collectées dans le cadre du questionnaire de départ sur la COVID-19 (avril-mai 2020) et des trois questionnaires mensuels. Le questionnaire de départ sur la COVID-19 et chaque questionnaire mensuel demandaient aux participants si, au cours du mois précédent, ils s’étaient soumis à une quarantaine volontaire, avaient assisté à un grand rassemblement public ou avaient quitté leur domicile pour des raisons essentielles (se rendre au travail, acheter de la nourriture, aller à la pharmacie ou à l’hôpital, s’occuper de personnes à charge, etc.) ou pour des raisons non essentielles (par exemple parce qu’ils en avaient assez d’être à l’intérieur); combien de fois par jour en moyenne, au cours du mois précédent, ils s’étaient lavé les mains et à quelle fréquence, au cours du mois précédent, ils avaient porté un masque en quittant leur domicile (voir le tableau complémentaire 1 [en anglais seulement])Note de bas de page 27.
Pour chaque mesure de santé publique, un score entre 0 (faible adhésion) et 1 (forte adhésion) a été attribué. Le score individuel moyen d’adhésion aux mesures de santé publique à chaque point dans le temps (c.-à-d. au moment du questionnaire de départ sur la COVID-19 et de chaque questionnaire mensuel ultérieur) pour chaque participant a été calculé. Un score global d’adhésion aux mesures de santé publique a ensuite été calculé pour chaque participant en faisant la moyenne des scores obtenus à chaque point dans le temps. Chaque mesure de santé publique a été pondérée de manière égale pour tous les points dans le temps. Le score global d’adhésion aux mesures de santé publique a ensuite été classé comme faible (premier quartile des scores moyens), moyen (deuxième et troisième quartiles des scores moyens) et élevé (quatrième quartile des scores moyens). Ce score a constitué notre exposition principale pour les modèles de régression. Les quartiles ont été calculés à partir de l’échantillon de départ sur la COVID-19 global et appliqués à l’échantillon actuel, qui exclut les personnes qui ne boivent pas d’alcool et les personnes qui n’ont pas répondu au questionnaire de sortie sur la COVID-19.
Mesure des caractéristiques sociodémographiques
Les renseignements sur le sexe, le statut vis-à-vis de l’immigration, le niveau de scolarité et l’origine raciale des participants ont été obtenus grâce au questionnaire de départ de l’ÉLCV; l’état matrimonial et le revenu total du ménage ont été obtenus grâce au questionnaire de premier suivi de l’ÉLCV; l’âge, la région de résidence et les symptômes d’anxiété et de dépression ont été obtenus grâce au questionnaire de départ sur la COVID-19. Les participants ayant obtenu un score de 10 ou plus sur l’échelle de dépression à dix éléments du Center for Epidemiologic Studies (CES-D) ou sur l’outil de dépistage du trouble d’anxiété généralisée à sept éléments (GAD-7) ont été considérés comme présentant des symptômes respectivement de dépression et d’anxiétéNote de bas de page 28Note de bas de page 29.
Les modèles ont été ajustés en fonction des facteurs de confusion potentiels suivants : le sexe, l’âge au départ, l’origine raciale, l’état matrimonial, le statut vis-à-vis de l’immigration, le niveau de scolarité, la région de résidence et le revenu total du ménage. Ces facteurs de confusion ont été sélectionnés a priori, car ils ont déjà été associés au résultat et à l’exposition, mais non à la voie de causalité (figure supplémentaire 1 [en anglais seulement])Note de bas de page 1Note de bas de page 12Note de bas de page 30Note de bas de page 31Note de bas de page 32Note de bas de page 33Note de bas de page 34Note de bas de page 35Note de bas de page 36Note de bas de page 37Note de bas de page 38. En outre, le sexe, l’âge au départ, l’état matrimonial, le statut vis-à-vis de l’immigration et l’origine raciale ont été évalués en tant que facteurs de répartition d’équité des associations.
Analyse statistique
L’analyse a été réalisée à l’aide du logiciel statistique SAS version 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, Caroline du Nord, É.-U.). Pour notre premier objectif, nous avons évalué l’association entre le score d’adhésion aux mesures de santé publique et les changements autodéclarés de consommation d’alcool, les changements prospectifs de fréquence de consommation d’alcool et les changements prospectifs de fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide. Nous indiquons le pourcentage de changement dans chaque catégorie (augmentation, diminution, aucun changement) pour chaque opérationnalisation du résultat. Nous avons utilisé la régression logistique multinomiale pour estimer les associations, en tenant compte de la sous-estimation potentielle des erreurs standard en appliquant la méthode bootstrap non paramétrique avec remplacements (n = 1 000). Nous indiquons les rapports de cotes (RC) non ajustés et ajustés, ainsi que les intervalles de confiance (IC) à 95 % qui leur sont associés. Les facteurs d’inflation de la variance pour les modèles ajustés ont été estimés à l’aide d’un modèle de régression linéaire afin d’évaluer la multicolinéarité. Tous ces facteurs étaient inférieurs à 5, ce qui suggère qu’il n’y a pas de multicolinéarité graveNote de bas de page 39.
Pour notre second objectif, nous avons évalué les interactions statistiques entre le score global d’adhésion aux mesures de santé publique et le sexe, l’âge, l’état matrimonial, le statut vis-à-vis de l’immigration et l’origine raciale. Nous présentons les résultats stratifiés pour les caractéristiques présentant des termes d’interaction significatifs sur le plan statistique sur la base des valeurs p du test du rapport de vraisemblance bootstrap (p < 0,05), ainsi que par âge et par sexe. Les poids d’échantillonnage n’étant pas disponibles pour l’étude par questionnaire sur la COVID-19, les résultats n’ont pas été pondérés. Peu de données étant manquantes, nous avons procédé à une analyse complète des cas.
Résultats
Sur les 42 700 participants invités à participer à l’étude par questionnaire sur la COVID-19, 23 615 étaient admissibles à notre analyse (réponse = 55 %; figure 1). Le tableau 1 présente les caractéristiques sociodémographiques des participants et leur niveau d’adhésion aux mesures de santé publique. L’âge moyen (écart-type) des participants au questionnaire de départ sur la COVID-19 était de 69,1 (9,5) ans.
| Caractéristiques | n | % |
|---|---|---|
| SexeNote de bas de page a | ||
| Female | 12 514 | 52,99 |
| Masculin | 11 101 | 47,01 |
| Donnée manquante | 0 | s.o. |
| ÂgeNote de bas de page b | ||
| 45 à 54 | 1075 | 4,55 |
| 55 à 64 | 7171 | 30,37 |
| 65 à 74 | 8628 | 36,54 |
| 75 ans et plus | 6741 | 28,55 |
| Donnée manquante | 0 | s.o. |
| Statut d’immigrantNote de bas de page a | ||
| Oui | 3708 | 15,70 |
| Non | 19 907 | 84,30 |
| Donnée manquante | 0 | s.o. |
| Revenu total du ménage ($ CA)Note de bas de page c | ||
| < 50 000 | 5596 | 25,08 |
| 50 000 à 100 000 | 8455 | 37,89 |
| 100 000 à 150 000 | 4545 | 20,37 |
| ≥ 150 000 | 3721 | 16,67 |
| Donnée manquante | 1298 | s.o. |
| État matrimonialcNote de bas de page c | ||
| Célibataire/jamais marié(e) | 1972 | 8,36 |
| Marié(e)/conjoint(e) de fait | 16 587 | 70,28 |
| Veuf/Veuve | 2280 | 9,66 |
| Divorcé(e)/séparé(e) | 2761 | 11,70 |
| Donnée manquante | 15 | s.o. |
| Niveau de scolaritéNote de bas de page a | ||
| Diplôme d’études secondaires ou moins | 3388 | 14,37 |
| Éducation postsecondaire partielle | 1692 | 7,18 |
| Diplôme d’études postsecondaires | 18 493 | 78,45 |
| Donnée manquante | 42 | s.o. |
| Origine racialeNote de bas de page a | ||
| Blanc | 22 967 | 97,36 |
| Racisé | 623 | 2,64 |
| Donnée manquante | 25 | s.o. |
| État d’anxiétéNote de bas de page bNote de bas de page e | ||
| Positif | 1346 | 5,93 |
| Négatif | 21 347 | 94,07 |
| Donnée manquante | 922 | s.o. |
| État de dépressionNote de bas de page bNote de bas de page f | ||
| Positif | 4765 | 20,54 |
| Négatif | 18 438 | 79,46 |
| Donnée manquante | 412 | s.o. |
| Niveau d’adhésion aux MSPNote de bas de page g | ||
| Faible | 6038 | 25,58 |
| Moyen | 14 413 | 61,06 |
| Élevé | 3155 | 13,37 |
| Donnée manquante | 9 | s.o. |
Changements autodéclarés dans la consommation d’alcool et changements prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool et dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide
Sur les 21 796 participants inclus dans l’analyse des changements autodéclarés dans la consommation d’alcool, 74 % (n = 16 142) ont déclaré ne pas avoir changé leur consommation, tandis que 13 % (n = 2 921) ont déclaré avoir diminué leur consommation et 13 % (n = 2 733) ont déclaré avoir augmenté leur consommation (figure 2). L’évolution prospective de la fréquence de consommation d’alcool a montré que 46,4 % (n = 10 744) des 23 136 participants n’ont pas modifié leur consommation d’alcool, tandis que 34,5 % (n = 7 971) ont diminué leur consommation et 19,1 % (n = 4 421) l’ont augmentée. En outre, 69,5 % (n = 7 710) des 11 090 participants n’ont manifesté aucun changement dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide, tandis que 17,6 % (n = 1 953) ont connu une diminution et 12,9 % (n = 1 427) une augmentation dans cette fréquence (figure 2).
Figure 2 : Texte descriptif
| Changement autodéclaré | Changements autodéclarés dans la consommation d’alcool au cours de la première année de la pandémie (n = 21 796) | Changements prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool, 2015-2018 à 2020 (n = 23 136) | Changements prospectifs dans la fréquence d’hyperalcoolisation rapide, 2015-2018 à 2020 (n = 11 090) |
|---|---|---|---|
| Aucun changement | 74 % | 46 % | 70 % |
| Diminution | 13 % | 35 % | 18 % |
| Augmentation | 13 % | 19 % | 13 % |
Remarque : Les données de cette figure ont été arrondies aux fins de présentation.
La concordance entre les changements autodéclarés et les changements prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool était faible (κ = 0,15), possiblement parce que les périodes de mesure utilisées étaient différentes. Les changements autodéclarés ont été évalués à partir du début de la pandémie (1er mars 2020), tandis que les changements prospectifs ont été évalués à partir d’avant la pandémie (2015-2018) (tableau 2). Nous ne pouvons exclure la possibilité que le rappel autodéclaré des changements dans la consommation d’alcool soit moins valable que les mesures prospectives.
| Mesures prospectives de changement dans la fréquence de consommation d’alcool | Changements autodéclarés dans la consommation d’alcool en 2020, n (%) | ||
|---|---|---|---|
| Diminution (n = 2 908) |
Aucun changement (n = 16 057) |
Augmentation (n = 2 731) |
|
| Diminution | 1708 (59) | 5244 (33) | 299 (11) |
| Aucun changement | 885 (30) | 7914 (49) | 1250 (46) |
| Augmentation | 315 (11) | 2899 (18) | 1182 (43) |
Associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements autodéclarés et prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool et dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide
Comme pour les modèles non ajustés, les résultats ajustés suggèrent que l’adhésion moyenne, comparée à l’adhésion faible, n’est pas associée à une probabilité plus faible de diminution autodéclarée de consommation d’alcool (RCa = 0,97; IC à 95 % : 0,88 à 1,07) ou une probabilité plus élevée d’augmentation autodéclarée de consommation d’alcool (RCa = 1,00; IC à 95 % : 0,92 à 1,11) par rapport à une absence de changement dans la consommation d’alcool. L’adhésion moyenne, comparée à l’adhésion faible, n’est pas associée à une probabilité plus faible de diminution de la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide (RCa = 0,94; IC à 95 % : 0,83 à 1,07) ou à une probabilité plus élevée d’augmentation de la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide (RCa = 1,02; IC à 95 % : 0,89 à 1,17) (tableau 3). Cependant, une adhésion moyenne est associée à une probabilité plus élevée de diminution dans la fréquence de consommation d’alcool mesurée de manière prospective (RCa = 1,10; IC à 95 % : 1,02 à 1,18) par rapport aux participants n’ayant mentionné aucun changement (tableau 3). De même, une forte adhésion, par rapport à une faible adhésion, est associée à une probabilité plus élevée de diminution dans la fréquence de consommation d’alcool mesurée de manière prospective (RCa = 1,17; IC à 95 % : 1,06 à 1,30) (tableau 3). Les IC plus larges dans les groupes à forte adhésion pourraient refléter la variabilité de réponse et la petite taille des échantillons pour les changements mesurés de manière prospective dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide.
| Adhésion aux MSP | Changements autodéclarés dans la consommation d’alcoolNote de bas de page a | Changements prospectifs dans la fréquence de la consommation d’alcoolNote de bas de page b | Changements prospectifs dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapideNote de bas de page b | |||||||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| RC (IC à 95 %) (n = 21 867) |
RCa (IC à 95 %)Note de bas de page c (n = 20 583) |
RC (IC à 95 %) (n = 23 127) |
RCa (IC à 95 %)Note de bas de page c (n = 21 809) |
RC (IC à 95 %) (n = 11 085) |
RCa (IC à 95 %)Note de bas de page c (n = 10 527) |
|||||||||||||
| Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | |
| Faible | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. |
| Moyenne | Réf. | 0,99 (0,90 à 1,10) | 0,89 (0,81 à 0,97) | Réf. | 0,97 (0,88 à 1,07) | 1,00 (0,92 à 1,11) | Réf. | 1,14 (1,06 à 1,22) | 0,92 (0,84 à 1,00) | Réf. | 1,10 (1,02 à 1,18) | 0,96 (0,88 à 1,04) | Réf. | 0,96 (0,86 à 1,08) | 0,96 (0,84 à 1,09) | Réf. | 0,94 (0,83 à 1,07) | 1,02 (0,89 à 1,17) |
| Élevée | Réf. | 1,09 (0,96 à 1,25) | 0,71 (0,61 à 0,82) | Réf. | 1,10 (0,96 à 1,26) | 0,95 (0,81 à 1,11) | Réf. | 1,26 (1,14 à 1,39) | 0,88 (0,78 à 0,99) | Réf. | 1,17 (1,06 à 1,30) | 0,98 (0,87 à 1,12) | Réf. | 0,88 (0,74 à 1,05) | 0,78 (0,64 à 0,94) | Réf. | 0,89 (0,73 à 1,07) | 0,85 (0,68 à 1,03) |
Niveaux d’adhésion aux mesures de santé publique
La proportion de participants ayant manifesté une forte adhésion aux mesures de santé publique a été la plus élevée au début de l’étude et a diminué avec le temps (tableau complémentaire 2 [en anglais seulement]). La plupart des observations manquantes (6,6 % de l’échantillon de l’ÉLCV de 23 615 participants) correspondaient au premier questionnaire mensuel sur la COVID-19, en juillet 2020, et le moins d’observations manquantes correspond au questionnaire de départ (0,9 % de l’échantillon de l’ÉLCV de 23 615 participants). Les observations manquantes aux deuxième et troisième questionnaires mensuels sur la COVID-19 concernaient respectivement 5,6 % et 6,2 % de l’échantillon de l’ÉLCV.
Une plus grande proportion de participants féminins et de participants de 75 ans et plus ont présenté des niveaux d’adhésion plus élevés aux mesures de santé publique (tableau complémentaire 3 [en anglais seulement]). Des proportions plus élevées d’individus ayant un revenu familial plus faible ont présenté des niveaux d’adhésion plus élevés, alors que des proportions plus élevées d’individus ayant un niveau de scolarité plus élevé ont présenté des niveaux d’adhésion plus faibles. (Pour la répartition des caractéristiques sociodémographiques en fonction des changements autodéclarés et des changements mesurés de manière prospective dans la fréquence de consommation d’alcool et des changements mesurés de manière prospective dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide, voir les tableaux complémentaires 4, 5 et 6 [en anglais seulement] respectivement.)
Modification de l’effet
Aucune interaction significative sur le plan statistique n’a été observée entre l’adhésion aux mesures de santé publique et l’âge, le sexe, l’état matrimonial, le statut vis-à-vis de l’immigration ou le revenu du ménage en ce qui concerne les changements autodéclarés dans la consommation d’alcool (tableau complémentaire 7 [en anglais seulement]). Les résultats stratifiés par groupe d’âge indiquant les associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements autodéclarés dans la consommation d’alcool sont présentés dans le tableau 4. Ces résultats stratifiés laissent penser que les associations entre une forte adhésion aux mesures de santé publique et une diminution des changements autodéclarés dans la consommation d’alcool sont significatives et plus fortes chez les participants de sexe masculin (tableau complémentaire 7 [en anglais seulement]). En outre, l’association entre une adhésion moyenne ou élevée par rapport à une adhésion faible aux mesures de santé publique et les changements prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool était significative et plus forte chez les femmes que chez les hommes (tableau complémentaire 9 [en anglais seulement]). Cependant, aucune interaction significative sur le plan statistique avec le sexe n’a été observée.
| Adhésion aux MSP | 45 à 54 ans (n = 975) RCa (IC à 95 %)Note de bas de page a |
55 à 64 ans (n = 6519) RCa (IC à 95 %)Note de bas de page a |
65 à 74 ans (n = 7632) RCa (IC à 95 %)Note de bas de page a |
75 ans et plus (n = 5457) RCa (IC à 95 %)Note de bas de page a |
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|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | Aucun changement | Diminution | Augmentation | |
| Faible | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. | Réf. |
| Moyenne | Réf. | 1,00 (0,65 à 1,56) | 1,18 (0,87 à 1,7) | Réf. | 0,92 (0,79 à 1,11) | 0,91 (0,79 à 1,06) | Réf. | 1,11 (0,94 à 1,32) | 1,03 (0,88 à 1,21) | Réf. | 0,86 (0,71 à 1,04) | 1,12 (0,8 à 1,59) |
| Élevée | Réf. | 0,40 (0,07 à 0,95) | 0,54 (0,21 à 1,1) | Réf. | 1,35 (1,01 à 1,73) | 1,04 (0,81 à 1,35) | Réf. | 1,14 (0,9 à 1,46) | 0,84 (0,63 à 1,06) | Réf. | 0,97 (0,75 à 1,26) | 1,22 (0,78 à 1,84) |
Analyse
Au cours des neuf premiers mois de la pandémie de COVID-19, de mars à décembre 2020, 74 % des 21 796 participants à l’ÉLCV ont déclaré que leur consommation d’alcool n’avait pas changé, alors que des proportions égales (13 %) ont déclaré qu’elle avait diminué ou augmenté. De même, les mesures prospectives indiquent que la plupart des participants n’ont pas modifié leur consommation d’alcool ou la fréquence de leurs épisodes d’hyperalcoolisation rapide, et que seule une petite partie d’entre eux a déclaré une augmentation. Nos résultats montrent également qu’une adhésion moyenne ou élevée aux mesures de santé publique, par rapport à une faible adhésion, est associée à une probabilité plus élevée de diminution des changements prospectifs dans la fréquence de la consommation d’alcool. Aucun modificateur des associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements dans la consommation d’alcool n’a été observé.
Alors que plusieurs sources ont suggéré que les ventes et la consommation d’alcool ont augmenté au Canada depuis le début de la pandémieNote de bas de page 4Note de bas de page 5Note de bas de page 7Note de bas de page 17, notre étude a révélé que moins de 20 % des participants ont augmenté leur consommation, quelle que soit la manière dont les changements ont été mesurés. Cette incohérence peut s’expliquer par le fait que nous avons évalué les changements de fréquence de consommation d’alcool plutôt que les changements de quantité d’alcool consommée. De plus, l’augmentation de la consommation d’alcool au Canada a été constatée dans plusieurs groupes d’âge, en particulier chez les jeunes adultesNote de bas de page 17Note de bas de page 40, alors que notre étude a été menée auprès d’adultes de 50 ans et plus.
Une adhésion moyenne ou élevée aux mesures de santé publique est associée à une probabilité plus élevée de diminution dans la fréquence de consommation d’alcool. Cependant, aucune association n’a été observée entre une adhésion moyenne ou élevée aux mesures de santé publique et une diminution dans la consommation autodéclarée d’alcool ou une diminution prospective dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide. Bien que ces données ne correspondent pas à notre hypothèse initiale, elles sont conformes aux conclusions de plusieurs études qui ont fait état d’associations entre une plus grande adhésion aux mesures de santé publique et moins d’occasions de consommation d’alcool et d’hyperalcoolisation rapideNote de bas de page 41Note de bas de page 42Note de bas de page 43. La consommation peut également avoir diminué parce que les restrictions imposées par les mesures de santé publique ont limité l’accès à l’alcool, réduit les possibilités de socialisation et augmenté la priorité accordée à la santéNote de bas de page 4.
Statistique Canada a indiqué que les Canadiens de 65 ans et plus, qui ont représenté la majorité des décès excédentaires et des décès liés à la COVID-19 entre avril 2020 et la mi-mai 2021, étaient plus susceptibles d’exprimer des préoccupations en matière de santéNote de bas de page 11. Ce résultat confirme les recherches suggérant que les aînés étaient moins susceptibles d’adopter des comportements négatifs en matière de santé, tels que la consommation d’alcool, au début de la pandémieNote de bas de page 44.
La confiance envers les communications de santé publique a également eu une incidence sur les comportements d’adhésionNote de bas de page 45, mais de futures études sont nécessaires pour comprendre comment ces communications ont affecté la consommation d’alcool au Canada. Dans l’ensemble, l’incidence de la pandémie sur la consommation d’alcool n’est pas claire, et même si certains n’ont pas augmenté leur consommation d’alcool, il est nécessaire d’envisager les choses de manière plus nuancée.
Bien que nous ayons initialement émis l’hypothèse que les associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements dans la consommation d’alcool pouvaient différer selon le sexe, nous n’avons pas observé de différences de ce type. Ces résultats sont cohérents avec les résultats mitigés de la littérature. Certaines études suggèrent que les hommes ont consommé plus d’alcool depuis le début de la pandémie, alors que d’autres indiquent que les femmes étaient plus susceptibles d’augmenter leur consommationNote de bas de page 7Note de bas de page 46Note de bas de page 47. Des études suggèrent également que les jeunes adultes et les adultes d’âge moyen aux États-Unis ont augmenté leur consommation d’alcool en raison de l’ennui et pour soulager le stress pendant la pandémieNote de bas de page 40.
Si de nombreuses études ont fait état de différences dans l’évolution de la consommation d’alcool entre les groupes d’âge, elles étaient principalement axées sur les différences entre les adultes d’âge moyen et les jeunesNote de bas de page 40. Notre étude a porté sur des Canadiens d’âge moyen et sur des aînés. De ce fait, les différences au sein de cette tranche d’âge pourraient ne pas être perceptibles. En outre, il est possible que nous n’ayons pas observé de différences entre les origines raciales étant donné que la proportion de répondants blancs était considérablement plus importante que la proportion de répondants racisés. De même, la proportion de participants non immigrants dans notre étude était beaucoup plus importante que celle de participants immigrants, ce qui pourrait expliquer pourquoi aucune différence dans le statut vis-à-vis de l’immigration n’a été observée. Dans l’ensemble, les changements dans la consommation d’alcool et l’association avec l’adhésion aux mesures de santé publique semblent cohérents au sein de l’échantillon d’étude, puisque nous avons constaté qu’ils étaient indépendants du sexe, de l’âge, de l’état matrimonial, du statut vis-à-vis de l’immigration et de la région de résidence.
Néanmoins, comme les aînés sont plus sensibles aux effets d’une consommation accrue d’alcool, incluant des risques accrus de maladies chroniquesNote de bas de page 16, nos résultats soulignent l’importance d’améliorer les services de prise en charge de la consommation de substances, notamment en raison de l’assouplissement des réglementations relatives à la vente et à la consommation d’alcool depuis le début de la pandémieNote de bas de page 48.
Points forts et limites
Les données au-delà de décembre 2020 n’étant pas disponibles, notre évaluation ne s’applique qu’aux dix premiers mois de la pandémie. Les poids d’échantillonnage n’étant pas disponibles, nous avons réalisé des analyses non pondérées. Bien que la méthode bootstrap non paramétrique ait été utilisée pour améliorer la robustesse des estimations de l’erreur standard, la généralisation possible des résultats de l’étude à l’ensemble de la population canadienne est réduite.
Alors que la concordance entre les changements autodéclarés et les changements mesurés de manière prospective dans la consommation d’alcool s’est révélée faible, les différences entre les périodes de mesure ont limité notre capacité à valider le rappel des changements autodéclarés de consommation. Alors que le risque de sous-déclaration est bien connu, la consommation autodéclarée d’alcool et les changements autodéclarés de consommation sont largement utilisés dans la rechercheNote de bas de page 4Note de bas de page 7Note de bas de page 17Note de bas de page 49, d’autres mesures étant encore à l’étude. Nous n’avons pas appliqué de facteurs de correction aux données autodéclarées, car il n’existe pas de consensus sur les méthodes de correction pour les adultes canadiens de 55 ans et plus. En outre, alors que la littérature actuelle porte en grande partie sur les changements autodéclarés dans la consommation d’alcool sur la base du rappel en supposant qu’ils reflètent les changements réels, nous avons pu étudier les mesures prospectives de changement dans la fréquence de consommation d’alcool en utilisant les données longitudinales dont nous disposions. Les résultats de cette étude suggèrent que les changements autodéclarés ne reflètent pas nécessairement les changements réels dans la consommation d’alcool.
Les fréquences de consommation d’alcool et des épisodes d’hyperalcoolisation rapide avant la pandémie ont été obtenues à partir du questionnaire de premier suivi de l’ÉLCV, mené entre 2015 et 2018, qui pourrait ne pas être représentatif des comportements de consommation d’alcool immédiatement avant la pandémie. Si l’évolution de la fréquence de consommation d’alcool a bien été explorée, aucune information sur les quantités d’alcool consommées n’a été recueillie. En outre, comme notre analyse n’a porté que sur les personnes ayant déclaré avoir consommé de l’alcool avant la pandémie, nos conclusions ne s’appliquent pas aux participants ayant déclaré n’avoir jamais consommé d’alcool avant la pandémie. Les conclusions ne peuvent donc pas être généralisées aux personnes qui ont commencé à consommer de l’alcool pendant la pandémie.
Le score d’adhésion aux mesures de santé publique développé par De Rubeis et ses collaborateursNote de bas de page 27 a facilité l’analyse de l’adhésion au cours des 10 premiers mois de la pandémie. Toutefois, les réponses au questionnaire sont vraisemblablement sujettes à un biais de rappel et à un biais de désirabilité socialeNote de bas de page 50, et les scores pourraient ne pas refléter les véritables niveaux d’adhésion.
Bien que la dépression et l’anxiété puissent avoir une incidence sur la consommation d’alcool, l’analyse détaillée de cette question dépassait le cadre de notre étude.
Enfin, l’échantillon de l’étude incluait peu de participants racisés et excluait les personnes vivant en institution, vivant dans les territoires, sur les réserves et autres établissements des Premières Nations ou ne parlant pas couramment l’anglais ou le français, ce qui limite les possibilités de généralisation aux populations autochtones plus larges et diversifiées sur le plan linguistique, qui ont été touchées de manière différente par la pandémieNote de bas de page 1.
Conclusion
Nous avons étudié les associations entre l’adhésion aux mesures de santé publique et les changements autodéclarés dans la consommation d’alcool, ainsi que les changements prospectifs dans la fréquence de consommation d’alcool et dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide, depuis avant le début de la pandémie de COVID-19 jusqu’à la fin de la première année de la pandémie au Canada. Nos conclusions suggèrent qu’une forte adhésion aux mesures de santé publique est associée à une probabilité plus élevée de diminution prospective dans la fréquence de consommation d’alcool, mais pas à une diminution dans la fréquence des épisodes d’hyperalcoolisation rapide ou à une diminution dans la consommation d’alcool autodéclarée. Nous n’avons trouvé aucune donnée probante permettant d’associer l’adhésion aux mesures de santé publique et une augmentation de la consommation d’alcool au début de la pandémie, ce qui pourrait refléter la priorité accordée à la santé, les comportements plus sains, les obstacles à l’achat d’alcool et la diminution de la vie sociale des Canadiens plus âgés. La consommation d’alcool étant un important facteur de risque pour la santé publique, des recherches supplémentaires sont nécessaires pour comprendre l’incidence des crises de santé publique et des mesures connexes sur la consommation d’alcool des adultes d’âge moyen et des aînés au Canada.
Remerciements
Cette recherche a été menée à l’aide de l’ensemble de données de suivi de départ de l’ÉLCV version 4.0, de l’ensemble de données global de départ version 7.0, de l’ensemble de données de premier suivi version 2.3, de l’ensemble de données global de premier suivi version 3.2 et de l’ensemble de données du questionnaire sur la COVID-19 version 1.0 dans le cadre de l’application 2201020. L’ÉLCV est dirigée par les docteurs Parminder Raina, Christina Wolfson et Susan Kirkland.
Financement
Cette étude a été financée par l’Agence de la santé publique du Canada (ASPC) et les Instituts de recherche en santé du Canada (IRSC) (subvention CIHR PJT-178394). Cette recherche a été rendue possible grâce au Programme de subventions de fonctionnement, subvention 840241 de la Société de recherche sur le cancer en partenariat avec les Instituts de recherche en santé du Canada – Institut du cancer (IRSC-IC; subvention CRP-178672) accordée à L. Anderson. Le financement de l’étude par questionnaire de départ sur la COVID-19 de l’ÉLCV a été assuré par l’Institut de recherche Juravinski, Faculté des sciences de la santé, Université McMaster, le Fonds Provost de l’Université McMaster, l’Institut de recherche sur le vieillissement McMaster, l’ASPC/IRSC (référence de subvention CMO 174125) et le gouvernement de la Nouvelle-Écosse.
Cette recherche a été rendue possible grâce aux données et échantillons de matériel biologique collectés par l’ÉLCV. Le financement de l’ÉLCV est assuré par le gouvernement du Canada, par l’intermédiaire des IRSC, sous la référence de financement LSA 94473, la Fondation canadienne pour l’innovation et les provinces de la Colombie-Britannique, de l’Alberta, du Manitoba, de l’Ontario, du Québec, de la Nouvelle-Écosse et de Terre-Neuve-et-Labrador.
Conflits d’intérêts
MdG était rédactrice en chef adjointe de la revue PSPMC au moment de la soumission, mais elle s’est retirée du processus de révision et de la prise de décision éditoriale pour cet article.
Les auteurs déclarent n’avoir aucun conflit d’intérêts.
Contributions des auteurs et avis
- KP : conception, analyse, rédaction – première version du manuscrit, rédaction – relectures et corrections.
- LEG : rédaction – relectures et corrections.
- AJ : rédaction – relectures et corrections.
- VDR : rédaction – relectures et corrections.
- JK : rédaction – relectures et corrections.
- MdG : rédaction – relectures et corrections.
- YJ : rédaction – relectures et corrections.
- JM : rédaction – relectures et corrections.
- LNA : conception, rédaction – première version du manuscrit, rédaction – relectures et corrections.
Le contenu de cet article et les points de vue qui y sont exprimés sont ceux des auteurs; ces points de vue ne correspondent pas nécessairement à ceux de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement ou du gouvernement du Canada.
Déclaration de disponibilité des données
Les données sont disponibles auprès de l’ÉLCV pour les chercheurs qui répondent aux critères d’accès aux données dépersonnalisées de l’ÉLCV.