Recherche quantitative originale – Associations longitudinales entre les changements en matière de situation d’emploi et les symptômes dépressifs au début de la pandémie de COVID-19 : données probantes de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV)
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Télécharger en format PDF (310 ko, 13 pages)Publié par : L'Agence de la santé publique du Canada
Date de publication : avril 2026
ISSN: 2368-7398
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Brianna Frangione, B. Sc.Note de rattachement des auteurs 1Note de rattachement des auteurs 2Note de rattachement des auteurs 3; Ying Jiang, M.D.Note de rattachement des auteurs 2; Margaret de Groh, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 2; Esme Fuller‑Thomson, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 4Note de rattachement des auteurs 5; Ian Colman, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 3; Paul J. Villeneuve, Ph. D.Note de rattachement des auteurs 1Note de rattachement des auteurs 6
https://doi.org/10.24095/hpcdp.46.4.03f
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Attribution suggérée
Article de recherche par Frangione B 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
Paul Villeneuve, Département des neurosciences, Université Carleton, 1125 Colonel By Drive, Édifice des sciences de la santé, bureau 6307, Ottawa (Ont.) K1S 5B6; tél. : 613-520-2600, poste 3359; courriel : Paul.Villeneuve@carleton.ca
Citation proposée
Frangione B, Jiang Y, de Groh M, Fuller-Thomson E, Colman I, Villeneuve PJ. Associations longitudinales entre les changements en matière de situation d’emploi et les symptômes dépressifs au début de la pandémie de COVID-19 : données probantes de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV). 2026;46(4):172-184. https://doi.org/10.24095/hpcdp.46.4.03f
Résumé
Introduction. La pandémie de COVID-19 a eu des effets néfastes sans précédent et répartis de façon inéquitable sur la santé, effets qui ont varié en fonction des conditions socioéconomiques. Nous avons étudié les différences entre les cas de dépression chez les personnes de 50 ans et plus en fonction de divers facteurs liés à l’emploi au cours des premières phases de la pandémie.
Méthodologie. Nous avons sélectionné 16 719 participants à l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV) ayant fourni des données lors du 1er suivi (2015-2018) et à deux reprises pendant la pandémie (printemps et automne 2020). Nous avons utilisé l’échelle de dépression du Center for Epidemiologic Studies (CESD-10) pour identifier les personnes souffrant de dépression (score CESD-10 ≥ 10). Une régression logistique, ajustée en fonction des facteurs de confusion possibles, a permis d’estimer la probabilité d’apparition d’une dépression à l’automne 2020.
Résultats. Nous avons constaté que les scores de dépression se sont aggravés entre la période prépandémique (1er suivi) et l’automne 2020, cette tendance étant manifeste pour toutes les caractéristiques en lien avec l’emploi. Les personnes qui étaient nouvellement sans emploi au printemps 2020 couraient deux fois plus de risques de souffrir de dépression à l’automne 2020 (rapport de cotes [RC] = 2,22; intervalle de confiance [IC] à 95 % : 1,51 à 3,28) que celles qui étaient restées à la retraite. Un risque plus élevé de dépression a également été observé chez les personnes ayant connu des interruptions d’emploi au printemps 2020 par rapport à celles qui n’en ont pas connu (RC = 1,65; IC à 95 % : 1,28 à 2,12), et les personnes travaillant principalement dans des environnements autres que le domicile à l’automne 2020 avaient 21 % moins de risques de souffrir de dépression (RC = 0,79; IC à 95 % : 0,63 à 0,98) que celles qui travaillaient à distance.
Conclusion. Nos conclusions laissent penser que la situation vis-à-vis de l’emploi a été un indicateur prévisionnel important de la dépression chez les Canadiens au cours des premières phases de la pandémie.
Mots-clés : étude de cohorte, situation vis-à-vis de l’emploi, dépression, aînés, COVID-19
Points saillants
- Les perturbations d’emploi et le chômage pendant la pandémie ont augmenté de manière considérable les risques de développer une dépression, soulignant la nécessité d’un soutien ciblé en matière de santé mentale pour les groupes touchés.
- Les nouveaux chômeurs avaient 122 % plus de chances de développer une dépression que les retraités.
- Les travailleurs à distance ont connu des augmentations plus importantes de dépression que ceux qui travaillaient dans des environnements autres que le domicile.
- Au cours des premières phases de la pandémie, les femmes ont connu des augmentations plus importantes des scores de dépression que les hommes.
- Les personnes souffrant de problèmes de santé chroniques, les plus jeunes et les personnes disposant d’un revenu plus faible présentaient des scores de dépression plus élevés.
Introduction
La situation vis-à-vis de l’emploi est un déterminant social de la santé important et souvent négligé, qui a de nombreuses répercussions sur la santéNote de bas de page 1. Pour beaucoup, l’emploi est une composante essentielle de l’identité sociale et fournit la structure et les possibilités d’interactions socialesNote de bas de page 2Note de bas de page 3. Il s’ensuit également que le chômage peut avoir des répercussions négatives sur le bien-être mentalNote de bas de page 2, les personnes sans emploi faisant état d’un bien-être plus faible que celles ayant un emploiNote de bas de page 4.
Pendant la pandémie de COVID-19, les mesures de santé publique telles que les confinements stricts, la distanciation physique et l’isolement ont entraîné une augmentation substantielle des maladies mentalesNote de bas de page 5. De plus, les fermetures d’entreprises et la réduction des heures de travail ont augmenté le chômage au Canada et dans d’autres pays,Note de bas de page 6 contribuant au stress personnel et exacerbant les problèmes de santé mentaleNote de bas de page 7. Au Canada, les facteurs socioéconomiques, en particulier des revenus plus faibles et des heures de travail instables, ont constitué les principaux facteurs d’anxiété pendant la pandémieNote de bas de page 8. Les données probantes de l’incidence sur la santé mentale des différentes conditions de travail sont mitigées. Dans une étude transversale canadienne, Bodner et ses collaborateursNote de bas de page 9 ont constaté que les personnes qui travaillaient exclusivement à domicile ou en personne faisaient état d’une moins bonne santé mentale autoévaluée que celles qui travaillaient de manière hybride. Toutefois, seuls 13 % des membres de leur cohorte étaient âgés de 50 ans ou plus. Par ailleurs, Beland et ses collaborateursNote de bas de page 6 ont noté que les détériorations de la santé mentale chez les travailleurs canadiens étaient moins graves pour les travailleurs essentiels, les hommes et ceux qui pouvaient travailler à distance. De plus, plusieurs études ont rapporté que les effets de la COVID-19 sur la santé mentale étaient plus importants chez les femmes que chez les hommesNote de bas de page 10Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 13. Cependant, une étude coréenne a évalué la prévalence de la dépression avant et pendant la pandémie et a rapporté une augmentation chez les hommes par rapport aux femmes, ces dernières n’ayant pas montré de différences dans les symptômes dépressifs entre les différents points de mesure dans le tempsNote de bas de page 14.
À l’étranger, de nombreuses études ont évalué les effets de la pandémie sur la santé mentale en fonction de la situation vis-à-vis de l’emploiNote de bas de page 15Note de bas de page 16Note de bas de page 17Note de bas de page 18Note de bas de page 19Note de bas de page 20Note de bas de page 21Note de bas de page 22Note de bas de page 23. Plusieurs études ont fait état de taux d’épuisement plus élevés chez les travailleurs essentielsNote de bas de page 15Note de bas de page 16, en particulier les professionnels de la santéNote de bas de page 17Note de bas de page 18Note de bas de page 19. Il semble également y avoir d’importantes différences entre les genres dans ces effetsNote de bas de page 20, les femmes connaissant des niveaux plus élevés que les hommesNote de bas de page 21. La plupart de ces études ont ciblé des professions particulières et se sont appuyées sur des modèles d’études transversales, qui sont moins fiables que les modèles longitudinaux. Contrairement à Bodner et ses collaborateursNote de bas de page 9, une étude de cohorte finlandaiseNote de bas de page 22 a démontré que les personnes qui travaillaient à domicile avaient une meilleure perception de l’environnement psychosocial de travail que celles qui se trouvaient sur leur lieu de travail. De plus, Wester et ses collaborateursNote de bas de page 23 ont constaté une diminution de la tristesse et de la dépression chez les participants employés et retraités d’une cohorte d’environ 36 000 Européens par rapport aux niveaux prépandémiquesNote de bas de page 23.
Au Canada, peu d’études ont utilisé des données longitudinales pour explorer les effets de la situation vis-à-vis de l’emploi sur la dépression au cours des premières phases de la pandémie. Pour combler cette lacune, nous avons analysé les données de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ÉLCV), une vaste enquête sur la santé menée avant la première phase de la pandémie et à deux reprises durant celle-ci. Cette enquête offre une occasion unique d’évaluer les effets de la situation vis-à-vis de l’emploi sur la dépression chez les personnes de 50 ans et plus. Notre objectif principal était d’analyser l’apparition de symptômes dépressifs au cours de cette période en fonction des conditions liées à l’emploi. De plus, nous avons cherché à savoir si ces associations variaient entre les hommes et les femmes.
Méthodologie
Population de l’étude
L’ÉLCV comprend un échantillon de 51 338 personnes recrutées dans les provinces canadiennes entre 2011 et 2015. Au moment de l’inscription, ces hommes et ces femmes avaient entre 45 et 85 ans, étaient capables de remplir les questionnaires en anglais ou en français et étaient physiquement et cognitivement capables de donner leur consentement et de participer de manière indépendante. L’ÉLCV est composée de deux cohortes : la cohorte globale et la cohorte de suivi. Les participants à la cohorte globale ont participé à des entretiens à domicile et à des visites dans l’un des 11 sites de collecte de données pour des examens physiques et cognitifs et des analyses de sang et d’urine facultatives. Les participants à la cohorte de suivi ont reçu les questionnaires par le biais d’entretiens téléphoniques assistés par ordinateur. Les cohortes globale et de suivi ont été combinées dans cette étude. Des descriptions détaillées du modèle de l’ÉLCV sont disponibles ailleursNote de bas de page 24.
Dans cette étude, nous avons utilisé les données de l’ÉLCV provenant de quatre vagues de questionnaires : la vague de départ (2011 à 2015), la première vague de suivi (2015 à 2018) (« 1er suivi » dans la suite du texte), la vague de référence sur la COVID-19 (« printemps 2020 » dans la suite du texte) et la vague de sortie de COVID-19 (« automne 2020 » dans la suite du texte). Les questionnaires de départ et de 1er suivi ont permis de recueillir des données sur les facteurs sociodémographiques, la santé physique et mentale et le comportement. Les questionnaires sur la COVID-19 ont été lancés pour étudier les effets de la pandémie sur la santé. Tous les participants à l’ÉLCV ont été invités à prendre part à l’étude sur la COVID-19 du printemps 2020, et 42 700 parmi eux étaient en vie et n’avaient pas besoin d’un mandataire pour remplir le questionnaire; 28 559 personnes (67,2 %) ont accepté de participer. Le taux de réponse au questionnaire de l’automne 2020 a été de 84,4 %.
Échantillon de l’étude
Le diagramme indiquant le nombre de participants dans le fichier d’analyse est présenté à la figure 1. L’échantillon initial comprenait 23 974 participants ayant rempli les questionnaires du printemps 2020 et de l’automne 2020. L’échelle de dépression courte du Center for Epidemiological Studies (CESD-10)Note de bas de page 25, une mesure d’autoévaluation validée, a été incluse à chaque vague d’enquête. Un total de 7 255 participants ont été exclus en raison de scores CESD-10 incomplets (n = 873) au questionnaire de départ, de 1er suivi ou d’automne 2020 ou de scores de dépression supérieurs ou égaux à 10 au questionnaire de départ (n = 1 389) ou de 1er suivi (n = 4 498). Le nombre final de participants a été de 16 719.
Figure 1 : Texte descriptif
Le diagramme montre que le nombre de participants au questionnaire de départ de l’ÉLCV (décembre 2011 à juillet 2015) comprenait 51 338 individus, dont 30 097 dans la cohorte globale et 21 241 dans la cohorte de suivi. 5 521 individus ont été exclus en raison d'un questionnaire de 1er suivi incomplet.
L'échantillon de 1er suivi de l’ÉLCV (juillet 2015 à décembre 2018) comprenait 44 815 individus. La cohorte globale en comptait 27 765 et la cohorte de suivi, 17 050. En raison d'un questionnaire COVID-19 incomplet, 20 841 individus ont été exclus.
Entre le printemps 2020 (avril à mai) et l'automne 2020 (septembre à décembre), l'échantillon comprenait 23 974 personnes ayant rempli les deux questionnaires sur la COVID-19 : la cohorte globale incluait 15 500 individus et la cohorte de suivi, 8 474. 873 individus ont été exclus en raison de données CESD-10 incomplètes au moment du questionnaire de départ, du questionnaire de 1er suivi ou du questionnaire de l'automne 2020. 1 389 individus ont été exclus en raison de dépression au moment du questionnaire de départ et 4 498 en raison de dépression au moment du 1er suivi. Enfin, 495 personnes ont été exclues en raison d’une situation vis-à-vis de l’emploi manquante. Au total, 7 255 personnes ont été exclues.
La taille de l’échantillon de l’étude final comprenait 16 719 individus, dont 10 504 appartenaient à la cohorte globale (dont 1 361 souffrant de dépression) et 6 215 à la cohorte de suivi (dont 850 souffrant de dépression).
Abréviation : ÉLCV, Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement.
Remarque : Les personnes ont été considérées comme souffrant de dépression lorsque leur score CESD-10 était supérieur ou égal à 10.
Mesure de la situation vis-à-vis de l’emploi
L’instrument d’enquête de l’ÉLCV intègre plusieurs questions permettant aux répondants de décrire leur situation vis-à-vis de l’emploi. Les points de mesure dans le temps des évaluations des variables sont fournis dans le tableau 1. Dans cette étude, le terme « en emploi » se réfère exclusivement à l’emploi rémunéré, défini par la participation à un travail en cours et par un horaire de travail autodéclarés. Le travail non rémunéré, tel que les soins ou les activités de bénévolat, n’a pas été pris en compte dans nos variables de situation vis-à-vis de l’emploi. Les définitions de la situation vis-à-vis de l’emploi combinent le statut en matière de retraite autodéclaré, la participation à un travail, l’horaire de travail et les circonstances du lieu de travail, afin de créer des variables d’emploi catégorielles utilisées dans les différentes vagues d’enquête.
| Caractéristique | Questionnaire de départ | 1er suivi | Printemps 2020 | Automne 2020 |
|---|---|---|---|---|
| Sexe | Oui | Non | Non | Non |
| Âge (années) | Non | Non | Oui | Non |
| État matrimonial | Non | Oui | Non | Non |
| Revenu du ménage | Non | Oui | Non | Non |
| Niveau d’études le plus élevé | Non | Oui | Non | Non |
| Situation en matière d’hypothèque | Non | Oui | Non | Non |
| Tabagisme au printemps 2020 | Non | Non | Oui | Non |
| Consommation d’alcool depuis le 1er mars 2020 | Non | Non | Non | Oui |
| Présence de maladies chroniques | Non | Oui | Non | Non |
| Situation vis-à-vis de l’emploi au moment du 1er suivi | Non | Oui | Non | Non |
| Situation vis-à-vis de l’emploi à l’automne 2020 | Non | Non | Non | Oui |
| Lieu de travail principal | Non | Non | Non | Oui |
| Statut de travailleur essentiel | Non | Non | Oui | Non |
| Emploi perturbé au cours des 30 derniers jours | Non | Non | Oui | Non |
| Enquête sur la dépression (CESD-10) | Oui | Oui | Non | Oui |
Le statut en matière de retraite a été enregistré lors du questionnaire de 1er suivi, où les participants ont été classés comme retraités à part entière, non retraités, partiellement retraités ou n’ayant jamais travaillé. Les personnes qui n’étaient pas retraitées ou partiellement retraitées ont ensuite été classées en fonction de leur type de participation au marché du travail. Les personnes qui travaillaient ont été classées comme travaillant à temps plein ou à temps partiel en fonction de leur horaire de travail. Les répondants qui ont indiqué ne pas travailler ont été classés soit comme chômeurs s’ils ont déclaré au chômage comme raison pour ne pas travailler, soit comme « autre raison », ce qui inclut des raisons telles que le handicap et la prise en charge d’un membre de la famille.
Au printemps 2020, la situation vis-à-vis de l’emploi a été déterminée en combinant la situation lors du 1er suivi et les questions sur le lieu de travail. Les participants travaillant dans des environnements autres que le domicile ont été classés comme travaillant sur le lieu de travail, étant passés au télétravail ou ayant vu leur lieu de travail fermé, en fonction de leurs réponses aux questions relatives à la mise en œuvre de la distanciation physique sur le lieu de travail. Les personnes demeurant à domicile ont été classées comme retraitées, travaillant à distance, au chômage, sans emploi ou n’ayant jamais travaillé, en fonction de leur situation au 1er suivi. La classification de l’automne 2020 a suivi un processus similaire. Les départs à la retraite ont été reportés, le cas échéant, alors que les travailleurs actifs ont été définis conjointement par l’horaire de travail et le lieu de travail. Les catégories comprenaient le travail à temps plein ou à temps partiel, et ce, à distance, sur le lieu de travail ou « autre ». Ce dernier groupe correspond sans doute à des personnes ayant des conditions de travail hybride, bien que les données disponibles ne permettent pas de le déterminer avec certitude. Les répondants qui ont déclaré être au chômage ou à la retraite ont été classés en conséquence.
Pour saisir les changements survenus dans l’emploi au cours de la pandémie, nous avons dérivé des variables de transition dans l’emploi indiquant des changements entre les vagues d’enquête (du printemps 2020 à l’automne 2020 et du 1er suivi à l’automne 2020). Les transitions ont été constituées uniquement pour les participants dont la situation vis-à-vis de l’emploi était indiquée à chaque vague d’enquête. Les transitions entre les vagues d’enquête ont été classées en trajectoires stables, changements de direction, perturbations liées à la pandémie et changements d’intensité. Les trajectoires stables correspondent aux personnes qui sont restées dans la même catégorie d’une vague à l’autre, que ce soient celles qui sont restées à la retraite, celles qui sont restées sur leur lieu de travail ou celles qui ont continué à travailler à distance. Les changements de direction reflètent l’entrée ou la sortie de la population active, ce qui inclut les personnes nouvellement à la retraite (passées de l’emploi à la retraite), nouvellement en emploi (ayant un emploi après avoir été au chômage ou sans travail) ou nouvellement au chômage (passées de l’emploi au chômage). Les perturbations liées à la pandémie correspondent aux fermetures temporaires de lieux de travail et aux changements dans les conditions de travail. Les fermetures de lieux de travail correspondent aux personnes qui étaient employées lors d’une vague d’enquête mais qui ne travaillaient pas en raison de fermetures de lieux de travail lors de la vague d’enquête suivante. Les personnes qui sont retournées sur le lieu de travail après la fermeture sont celles qui ont repris le travail sur place après la fermeture de leur lieu de travail. Les autres catégories rassemblent les personnes qui sont passées au travail à distance et celles qui sont retournées sur leur lieu de travail après avoir travaillé à distance. Les changements dans l’intensité du travail ont permis d’établir des changements dans les heures de travail, quel que soit le lieu : augmentation des heures (du temps partiel au temps plein) ou réduction des heures (du temps plein au temps partiel). Enfin, la catégorie « autre » englobe les catégories qui ne correspondent pas aux définitions prédéfinies ou celles dont les échantillons sont de petite taille, comme les personnes qui sont restées au chômage ou qui sont revenues de la retraite.
Outre les variables de transition, le statut de travailleur essentiel a été évalué au printemps 2020 à l’aide de la question suivante : « Êtes-vous considéré comme un travailleur essentiel? ». La question de savoir si l’emploi d’une personne a été perturbé au cours des 30 derniers jours a été évaluée au printemps 2020. De plus, à l’automne 2020, on a demandé aux participants d’indiquer si leur lieu d’emploi principal n’était pas le domicile.
Mesure de la dépression
Les enquêtes de l’ÉLCV utilisent l’instrument CESD-10Note de bas de page 25, qui est un outil validé d’autoévaluation des symptômes dépressifs. Le CESD-10 comprend 10 questions qui permettent d’identifier les sentiments liés à la dépression, à la solitude et au bonheur. Les réponses ont été additionnées pour obtenir un score final compris entre 0 et 30. Des recherches antérieures indiquent qu’un score supérieur ou égal à 10 a une sensibilité et une spécificité suffisantes pour indiquer la dépressionNote de bas de page 25Note de bas de page 26. Par conséquent, les scores CESD-10 ont été classés de manière dichotomique, les participants ayant un score cumulé de 10 ou plus ayant été considérés comme souffrant de dépression. Il est important de noter que le CESD-10 ne fournit pas de diagnostic clinique définitif de la dépression : il identifie plutôt les individus présentant une symptomatologie dépressive élevée. Au Canada, seuls des professionnels de la santé qualifiés (médecins, psychiatres ou psychologues) peuvent diagnostiquer une dépression. La prévalence de la dépression au cours de la vie a été mesurée lors du questionnaire de 1er suivi à l’aide de la question suivante : « Un médecin vous a-t-il déjà dit que vous souffriez d’une dépression clinique? ». Cette question n’a été posée qu’aux participants de la cohorte globale.
Covariables
Les facteurs sociodémographiques étaient le sexe au moment du questionnaire de départ, l’âge au printemps 2020 et l’état matrimonial au moment du 1er suivi. Les facteurs socioéconomiques étaient le revenu du ménage, le niveau d’études le plus élevé atteint et la situation en matière d’hypothèque évalués lors du questionnaire de 1er suivi. Le tabagisme et la consommation d’alcool ont été évalués respectivement au printemps 2020 et à l’automne 2020. La présence de maladies chroniques a été évaluée lors du 1er suivi. Bien que des données sur l’activité physique aient été collectées dans le cadre de l’ÉLCV, ces mesures n’étaient disponibles qu’au moment du questionnaire de 1er suivi et non lors des questionnaires du printemps 2020 et de l’automne 2020. Comme les données du 1er suivi ont été collectées plusieurs années avant la pandémie et qu’elles sont basées sur l’échelle d’activité physique chez les aînés, qui mesure l’activité hebdomadaire typique, nous n’avons pas considéré ces données comme une covariable fiable pour les analyses liées à la pandémie. De plus, on sait que les schémas d’activité physique ont changé de manière substantielle au cours de la pandémieNote de bas de page 27. Les mesures prises avant la pandémie ne reflètent donc probablement pas de manière précise l’activité au cours de la période d’étude.
Méthodes statistiques
Les scores moyens CESD-10 ont été enregistrés en lien avec toutes les covariables et les indicateurs liés à l’emploi au niveau de départ, au 1er suivi et à l’automne 2020. De plus, la différence moyenne a été enregistrée en utilisant les données individuelles appariées, représentant le changement moyen des scores CESD-10 du départ au 1er suivi et du 1er suivi à l’automne 2020. Un test de rapport de vraisemblance a été effectué pour vérifier l’interaction avec le sexe, qui n’était pas statistiquement significative. Cependant, nous avons répété les analyses en les répartissant par sexe afin de pouvoir présenter les conclusions séparément pour les hommes et les femmes.
Nous avons utilisé une régression logistique inconditionnelle pour calculer les rapports de cotes (RC) avec intervalles de confiance (IC) à 95 % afin d’estimer la probabilité d’une dépression incidente (score CESD-10 ≥ 10) à l’automne 2020 pour chaque indicateur de situation vis-à-vis de l’emploi. Nous avons utilisé une approche par cas complet pour les modèles de régression logistique et nous avons inclus dans le modèle un seul indicateur lié à l’emploi à la fois. Seules les personnes ne souffrant pas de dépression (score CESD-10 < 10) au questionnaire de départ ou de 1er suivi ont été retenues pour les analyses de la dépression incidente à l’automne 2020. Le modèle final a été ajusté en fonction de l’âge, du sexe, de l’état matrimonial, du revenu du ménage, du niveau d’études le plus élevé, de la situation en matière d’hypothèque, des maladies chroniques, du tabagisme et de la fréquence de consommation d’alcool. De plus, les personnes qui souffraient de dépression au moment du questionnaire de départ ou du questionnaire de 1er suivi mais pas à l’automne 2020 ont été retenues pour déterminer si la situation vis-à-vis de l’emploi était associée à la rémission. L’analyse de la rémission a été ajustée pour les mêmes covariables que celles énumérées ci-dessus. Nous avons établi la signification statistique à une valeur p de ≤ 0,05. Les données ont été analysées à l’aide du logiciel SAS 9.4Note de bas de page 28.
Nous avons utilisé les lignes directrices de cohorte STROBE pour la rédaction de cet articleNote de bas de page 29.
Approbation éthique et consentement à la participation
L’analyse secondaire de cette étude a été approuvée par le Comité d’éthique de la recherche de l’Université de Toronto (protocole no 41167).
Résultats
Notre échantillon d’étude de 16 719 participants à l’ÉLCV âgés de 50 ans et plus comportait des proportions à peu près égales d’hommes (50,4 %) et de femmes (49,6 %) (tableau 2). Les femmes, en moyenne, avaient des scores plus élevés à l’échelle CESD-10 à tous les points de mesure dans le temps ainsi que des augmentations moyennes plus importantes de scores de dépression entre le 1er suivi et l’automne 2020 par rapport aux hommes. Cette tendance s’est maintenue pour presque toutes les caractéristiques descriptives (données non présentées). Il existe une relation inverse constante entre l’âge et les variations moyennes des scores de l’échelle CESD-10, conduisant à ce que les personnes plus jeunes ont connu des augmentations plus importantes des scores de dépression entre le 1er suivi et l’automne 2020. De plus, des changements moyens plus importants dans les scores de dépression ont été observés chez les célibataires, les personnes souffrant de maladies chroniques, les fumeurs et les consommateurs réguliers d’alcool. Les personnes à revenu élevé ont connu des augmentations moyennes plus importantes des scores de dépression entre le 1er suivi et l’automne 2020. Cependant, il existe une relation inverse entre le revenu et les scores CESD-10 pour tous les points de mesure dans le temps. Il est important de noter que, pour presque toutes les caractéristiques, les scores de dépression se sont aggravés entre le 1er suivi et l’automne 2020 alors qu’ils s’étaient améliorés entre le départ et le 1er suivi.
| Caractéristique | Taille de l'échantillon | Moyenne (erreur-type) du score CESD-10 au départ | Moyenne (erreur-type) du score CESD-10 au 1er suivi | Moyenne (erreur-type) du score CESD-10 à l'automne 2020 | Variation moyenne (erreur-type) des scores CESD-10 entre le départ et le 1er suivi | Variation moyenne (erreur-type) des scores CESD-10 entre le 1er suivi et l'automne 2020 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Total | 16 719 | 3,30 (0,02) | 3,25 (0,02) | 4,86 (0,03) | −0,06 (0,02) | 1,61 (0,03) | |
| Sexe | Masculin | 8 434 | 3,19 (0,03) | 3,12 (0,03) | 4,47 (0,04) | −0,08 (0,03) | 1,36 (0,04) |
| Féminin | 8 285 | 3,42 (0,03) | 3,38 (0,03) | 5,25 (0,05) | −0,04 (0,03) | 1,87 (0,05) | |
| Âge (années) | 50 à 54 | 744 | 3,52 (0,09) | 3,22 (0,09) | 5,76 (0,18) | −0,30 (0,10) | 2,55 (0,17) |
| 55 à 59 | 2 257 | 3,39 (0,05) | 3,21 (0,05) | 5,15 (0,09) | −0,18 (0,06) | 1,94 (0,09) | |
| 60 à 64 | 2 666 | 3,42 (0,05) | 3,15 (0,05) | 4,74 (0,08) | −0,27 (0,05) | 1,59 (0,08) | |
| 65 à 69 | 3 194 | 3,26 (0,04) | 3,13 (0,04) | 4,71 (0,07) | −0,13 (0,05) | 1,58 (0,07) | |
| 70 à 74 | 2 962 | 3,16 (0,04) | 3,15 (0,05) | 4,60 (0,07) | −0,01 (0,05) | 1,46 (0,07) | |
| 75 et plus | 4 896 | 3,28 (0,04) | 3,46 (0,04) | 4,89 (0,06) | 0,18 (0,04) | 1,44 (0,06) | |
| État matrimonial | Célibataire/jamais marié(e) | 1 195 | 3,70 (0,07) | 3,55 (0,07) | 5,36 (0,13) | −0,15 (0,08) | 1,81 (0,13) |
| Marié(e)/conjoint(e) de fait | 12 414 | 3,19 (0,02) | 3,13 (0,02) | 4,72 (0,04) | −0,06 (0,02) | 1,59 (0,04) | |
| Veuf(ve)/séparé(e)/divorcé(e) | 3 102 | 3,61 (0,05) | 3,59 (0,05) | 5,20 (0,08) | −0,02 (0,05) | 1,60 (0,08) | |
| Donnée manquante | 8 | 3,07 (0,98) | 2,13 (0,44) | 5,88 (1,46) | −0,94 (0,80) | 3,75 (1,39) | |
| Niveau d'études le plus élevé | Pas d'études postsecondaires | 1 166 | 3,46 (0,07) | 3,47 (0,07) | 5,02 (0,12) | 0,02 (0,08) | 1,55 (0,12) |
| Études postsecondaires | 9 464 | 3,34 (0,03) | 3,25 (0,03) | 4,94 (0,04) | −0,09 (0,03) | 1,70 (0,04) | |
| Supérieur aux études postsecondaires | 3 814 | 3,04 (0,04) | 3,00 (0,04) | 4,75 (0,07) | −0,03 (0,04) | 1,75 (0,06) | |
| Donnée manquante | 2 275 | 3,52 (0,05) | 3,53 (0,05) | 4,58 (0,09) | 0,01 (0,06) | 1,05 (0,08) | |
| Revenu du ménage | ≤ 20 000 $ | 402 | 3,91 (0,12) | 3,98 (0,13) | 4,84 (0,22) | 0,07 (0,15) | 0,87 (0,21) |
| 20 000 $ à 50 000 $ | 2 995 | 3,63 (0,05) | 3,61 (0,05) | 5,01 (0,08) | −0,03 (0,05) | 1,40 (0,08) | |
| 50 000 $ à 100 000 $ | 6 091 | 3,28 (0,03) | 3,26 (0,03) | 4,89 (0,05) | −0,01 (0,03) | 1,62 (0,05) | |
| 100 000 $ à 150 000 $ | 3 449 | 3,18 (0,04) | 3,04 (0,04) | 4,80 (0,07) | −0,14 (0,04) | 1,76 (0,06) | |
| ≥ 150 000 $ | 2 941 | 3,06 (0,04) | 2,89 (0,04) | 4,66 (0,08) | −0,16 (0,05) | 1,77 (0,07) | |
| Donnée manquante | 841 | 3,39 (0,08) | 3,53 (0,09) | 4,98 (0,15) | 0,14 (0,10) | 1,46 (0,15) | |
| Milieu de résidence | Milieu rural | 1 700 | 3,17 (0,06) | 3,11 (0,06) | 4,47 (0,10) | −0,06 (0,07) | 1,36 (0,09) |
| Milieu urbain | 15 011 | 3,32 (0,02) | 3,26 (0,02) | 4,90 (0,03) | −0,06 (0,02) | 1,64 (0,03) | |
| Donnée manquante | 8 | 4,38 (1,15) | 4,63 (1,02) | 3,93 (0,75) | 0,25 (1,00) | −0,69 (1,12) | |
| Présence de maladies chroniques | Aucune maladie chronique | 701 | 2,72 (0,09) | 2,51 (0,09) | 3,86 (0,14) | −0,22 (0,09) | 1,35 (0,14) |
| Au moins une maladie chronique | 15 810 | 3,33 (0,02) | 3,29 (0,02) | 4,91 (0,03) | −0,05 (0,02) | 1,62 (0,03) | |
| Donnée manquante | 208 | 2,93 (0,17) | 2,71 (0,15) | 4,28 (0,26) | −0,22 (0,16) | 1,58 (0,25) | |
| Tabagisme au printemps 2020 | Jamais fumé | 15 755 | 3,29 (0,02) | 3,23 (0,02) | 4,84 (0,03) | −0,06 (0,02) | 1,61 (0,03) |
| Fumeur occasionnel | 190 | 3,64 (0,18) | 3,57 (0,18) | 5,00 (0,33) | −0,08 (0,19) | 1,44 (0,32) | |
| Fumeur quotidien | 675 | 3,46 (0,10) | 3,36 (0,10) | 5,09 (0,17) | −0,10 (0,11) | 1,74 (0,17) | |
| Donnée manquante | 99 | 3,92 (0,27) | 3,89 (0,28) | 5,24 (0,41) | −0,03 (0,30) | 1,35 (0,44) | |
| Consommation d'alcool depuis le 1er mars 2020 | Jamais bu d'alcool | 2 772 | 3,37 (0,05) | 3,38 (0,05) | 4,57 (0,08) | 0,01 (0,05) | 1,19 (0,08) |
| 1 à 3 fois par mois | 4 563 | 3,43 (0,04) | 3,37 (0,04) | 4,91 (0,06) | −0,06 (0,04) | 1,54 (0,06) | |
| 1 à 5 fois par semaine | 6 636 | 3,21 (0,03) | 3,13 (0,03) | 4,88 (0,05) | −0,07 (0,03) | 1,75 (0,05) | |
| Presque tous les jours | 2 727 | 3,26 (0,05) | 3,18 (0,05) | 5,00 (0,08) | −0,08 (0,05) | 1,82 (0,08) | |
| Donnée manquante | 21 | 3,86 (0,45) | 3,71 (0,57) | 5,12 (0,99) | −0,14 (0,49) | 1,40 (0,67) | |
Le tableau 3 présente les données relatives à la variation moyenne des scores de dépression entre le 1er suivi et l’automne 2020 en fonction des différentes caractéristiques liées à l’emploi. Si l’augmentation des symptômes dépressifs a été observée dans toutes les situations vis-à-vis de l’emploi, l’augmentation la plus importante a été observée chez les personnes qui sont devenues chômeuses au printemps 2020. De même, des changements plus importants dans les scores de dépression ont été observés chez les personnes dont le lieu de travail a fermé au printemps 2020 ou à l’automne 2020, et chez celles qui sont passées au travail à distance. De plus, les scores de dépression ont connu une plus faible augmentation chez les personnes travaillant principalement en personne, les travailleurs non essentiels et les personnes dont le travail n’a pas été perturbé au printemps 2020. Après répartition par sexe, les femmes ont, en moyenne, connu des augmentations plus importantes de leurs scores CESD-10 entre le 1er suivi et l’automne 2020 par rapport aux hommes, et ce, pour presque toutes les mesures liées à l’emploi (données non présentées).
| Situation vis-à-vis de l'emploi | Taille de l'échantillon | Moyenne (erreur-type) du score CESD-10 au départ | Moyenne (erreur-type) du score CESD-10 au 1er suivi | Moyenne (erreur-type) du score CESD-10 à l'automne 2020 | Variation moyenne (erreur-type) des scores CESD-10 entre le départ et le 1er suivi | Variation moyenne (erreur-type) des scores CESD-10 entre le 1er suivi et l'automne 2020 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Changement du printemps 2020 à l'automne 2020 | Maintien à la retraite | 9 184 | 3,29 (0,03) | 3,31 (0,03) | 4,82 (0,04) | 0,02 (0,03) | 1,51 (0,04) |
| Nouvellement à la retraite | 264 | 3,05 (0,15) | 3,28 (0,15) | 4,40 (0,25) | 0,23 (0,15) | 1,12 (0,25) | |
| Nouvellement en emploi | 293 | 3,63 (0,14) | 3,72 (0,15) | 5,26 (0,28) | 0,09 (0,17) | 1,54 (0,29) | |
| Nouvellement au chômage | 191 | 3,65 (0,18) | 3,62 (0,19) | 6,30 (0,39) | −0,03 (0,19) | 2,68 (0,33) | |
| Retraité après fermeture du lieu de travail | 252 | 3,32 (0,15) | 3,09 (0,14) | 4,81 (0,29) | −0,23 (0,16) | 1,72 (0,29) | |
| Retour sur le lieu de travail après fermeture | 1 391 | 3,30 (0,07) | 3,07 (0,07) | 4,77 (0,12) | −0,23 (0,07) | 1,70 (0,11) | |
| Retour sur le lieu de travail après travail à distance | 564 | 3,35 (0,10) | 3,09 (0,10) | 4,60 (0,17) | −0,26 (0,11) | 1,51 (0,17) | |
| Passage au travail à distance | 1 322 | 3,32 (0,07) | 3,06 (0,07) | 5,26 (0,12) | −0,26 (0,07) | 2,19 (0,11) | |
| Maintien sur le lieu de travail | 399 | 3,43 (0,13) | 3,17 (0,12) | 4,80 (0,23) | −0,25 (0,13) | 1,63 (0,22) | |
| Maintien en travail à distance | 2 575 | 3,25 (0,05) | 3,18 (0,05) | 4,73 (0,08) | −0,07 (0,05) | 1,55 (0,08) | |
| Lieu de travail fermé | 192 | 3,50 (0,19) | 3,31 (0,18) | 5,86 (0,32) | −0,19 (0,21) | 2,56 (0,31) | |
| Autre | 92 | 3,87 (0,29) | 3,31 (0,26) | 4,72 (0,42) | −0,56 (0,30) | 1,40 (0,41) | |
| Changement du 1er suivi à l'automne 2020 | Maintien à la retraite | 9 313 | 3,29 (0,03) | 3,31 (0,03) | 4,82 (0,04) | 0,02 (0,03) | 1,51 (0,04) |
| Nouvellement à la retraite | 369 | 3,12 (0,13) | 3,15 (0,12) | 4,55 (0,22) | 0,03 (0,14) | 1,40 (0,22) | |
| Nouvellement en emploi | 418 | 3,59 (0,12) | 3,65 (0,13) | 5,21 (0,24) | 0,06 (0,14) | 1,56 (0,23) | |
| Nouvellement au chômage | 187 | 3,60 (0,18) | 3,58 (0,19) | 6,26 (0,39) | −0,02 (0,20) | 2,68 (0,33) | |
| Passage au travail à distance | 3 824 | 3,27 (0,04) | 3,14 (0,04) | 4,91 (0,07) | −0,13 (0,04) | 1,78 (0,06) | |
| Maintien sur le lieu de travail | 354 | 3,55 (0,13) | 3,23 (0,14) | 5,01 (0,23) | −0,32 (0,14) | 1,78 (0,22) | |
| Augmentation du nombre d'heures | 306 | 3,33 (0,14) | 3,18 (0,14) | 4,61 (0,24) | −0,15 (0,16) | 1,43 (0,24) | |
| Réduction du nombre d'heures | 1 550 | 3,29 (0,06) | 3,06 (0,06) | 4,70 (0,11) | −0,22 (0,07) | 1,64 (0,11) | |
| Lieu de travail fermé | 178 | 3,45 (0,20) | 3,21 (0,19) | 5,88 (0,34) | −0,23 (0,21) | 2,67 (0,33) | |
| Autre | 220 | 3,59 (0,17) | 3,01 (0,16) | 4,46 (0,26) | −0,57 (0,19) | 1,45 (0,26) | |
| Lieu de travail principal à l'automne 2020 | Travail à domicile | 1 242 | 3,26 (0,07) | 3,00 (0,07) | 5,17 (0,12) | −0,26 (0,07) | 2,17 (0,11) |
| Travail dans un cadre autre que le domicile | 2 319 | 3,35 (0,05) | 3,10 (0,05) | 4,71 (0,09) | −0,25 (0,06) | 1,62 (0,09) | |
| Autre lieu | 263 | 3,49 (0,15) | 3,17 (0,14) | 5,35 (0,28) | −0,32 (0,18) | 2,18 (0,27) | |
| Question omise | 12 891 | 3,29 (0,02) | 3,30 (0,02) | 4,84 (0,04) | 0,00 (0,02) | 1,54 (0,04) | |
| Donnée manquante | 4 | 3,50 (1,19) | 4,75 (1,49) | 5,25 (1,31) | 1,25 (1,60) | 0,50 (0,96) | |
| Statut de travailleur essentiel au printemps 2020 | Non | 2 389 | 3,29 (0,05) | 3,09 (0,05) | 5,15 (0,09) | −0,19 (0,05) | 2,06 (0,08) |
| Oui | 1 783 | 3,41 (0,06) | 3,13 (0,06) | 4,69 (0,10) | −0,28 (0,06) | 1,56 (0,10) | |
| Question omise | 12 321 | 3,29 (0,02) | 3,29 (0,02) | 4,81 (0,04) | 0,00 (0,02) | 1,52 (0,04) | |
| Donnée manquante | 226 | 3,40 (0,16) | 3,33 (0,16) | 5,54 (0,29) | −0,07 (0,19) | 2,21 (0,28) | |
| Interruption du travail au printemps 2020 | Non | 965 | 3,44 (0,08) | 3,13 (0,08) | 4,36 (0,14) | −0,30 (0,09) | 1,23 (0,14) |
| Oui | 3 415 | 3,32 (0,04) | 3,12 (0,04) | 5,15 (0,08) | −0,20 (0,04) | 2,04 (0,07) | |
| Question omise | 12 321 | 3,29 (0,02) | 3,29 (0,02) | 4,81 (0,04) | 0,00 (0,02) | 1,52 (0,04) | |
| Donnée manquante | 18 | 2,39 (0,31) | 3,06 (0,51) | 5,67 (1,02) | 0,67 (0,58) | 2,61 (0,88) | |
Le tableau 4 présente les RC ajustés et les IC à 95 % pour la dépression incidente à l’automne 2020 en fonction de la situation vis-à-vis de l’emploi. En ce qui concerne l’évolution de l’emploi entre le printemps 2020 et l’automne 2020, les personnes nouvellement au chômage couraient deux fois plus de risque de souffrir de dépression (RC = 2,22; IC à 95 % : 1,51 à 3,28) que celles demeurées à la retraite. De plus, les personnes étant passées au travail à distance présentaient un risque de dépression accru de 24 % (RC = 1,24; IC à 95 % : 1,01 à 1,53), et celles dont le lieu de travail a fermé présentaient un risque accru de dépression de 95 % à l’automne 2020 (RC = 1,95; IC à 95 % : 1,32 à 2,88). Des tendances similaires ont été observées en ce qui concerne l’évolution liée à l’emploi entre le 1er suivi et l’automne 2020. Nous avons également observé que les personnes travaillant dans des environnements autres que le domicile à l’automne 2020 couraient 21 % moins de risque de souffrir de dépression que celles qui travaillaient à distance (RC = 0,79; IC à 95 % : 0,63 à 0,98). De même, les travailleurs essentiels avaient un risque de dépression réduit de 25 % par rapport aux travailleurs non essentiels (RC = 0,75; IC à 95 % : 0,62 à 0,91). De plus, les personnes dont l’emploi a été perturbé au printemps 2020 présentaient un risque de dépression 65 % plus élevé que celles dont l’emploi n’avait pas été affecté (RC = 1,65; IC à 95 % : 1,28 à 2,12). Dans l’ensemble, il n’y avait que de légères différences entre les sexes, les femmes étant plus exposées au risque de dépression en raison du chômage et de la fermeture du lieu de travail et les hommes en raison d’une interruption de travail au printemps 2020.
| Situation vis-à-vis de l'emploi | Nombre de cas | Modèle 1 RC (IC à 95 %) - Total |
Modèle 2 RC (IC à 95 %) |
|||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Total | Femmes | Hommes | ||||
| Changement du printemps 2020 à l'automne 2020 | Maintien à la retraite | 1 182 | 1,0 | 1,0 | 1,0 | 1,0 |
| Nouvellement à la retraite | 29 | 0,86 (0,58 à 1,28) | 0,92 (0,60 à 1,42) | 0,94 (0,52 à 1,68) | 0,90 (0,47 à 1,70) | |
| Nouvellement en emploi | 50 | 1,30 (0,95 à 1,79) | 1,40 (0,97 à 2,03) | 1,62 (1,04 à 2,52) | 1,02 (0,50 à 2,06) | |
| Nouvellement au chômage | 47 | 2,18 (1,54 à 3,09) | 2,22 (1,51 à 3,28) | 2,69 (1,60 à 4,52) | 1,79 (0,98 à 3,24) | |
| Retraite après fermeture du lieu de travail | 36 | 1,16 (0,81 à 1,67) | 1,25 (0,85 à 1,83) | 1,78 (1,10 à 2,88) | 0,73 (0,36 à 1,46) | |
| Retour sur le lieu de travail après fermeture | 180 | 0,92 (0,76 à 1,12) | 0,91 (0,73 à 1,13) | 0,89 (0,67 à 1,19) | 0,95 (0,68 à 1,33) | |
| Retour sur le lieu de travail après travail à distance | 64 | 0,78 (0,59 à 1,05) | 0,81 (0,59 à 1,10) | 0,94 (0,63 à 1,40) | 0,68 (0,41 à 1,13) | |
| Passage au travail à distance | 206 | 1,18 (0,97 à 1,42) | 1,24 (1,01 à 1,53) | 1,18 (0,88 à 1,57) | 1,32 (0,97 à 1,79) | |
| Maintien sur le lieu de travail | 52 | 0,97 (0,71 à 1,33) | 0,96 (0,67 à 1,37) | 1,10 (0,67 à 1,79) | 0,81 (0,47 à 1,38) | |
| Maintien en travail à distance | 314 | 0,94 (0,81 à 1,09) | 0,99 (0,84 à 1,16) | 1,06 (0,86 à 1,32) | 0,88 (0,69 à 1,13) | |
| Lieu de travail fermé | 39 | 1,75 (1,21 à 2,53) | 1,95 (1,32 à 2,88) | 2,19 (1,20 à 4,00) | 1,79 (1,06 à 3,00) | |
| Autre | 12 | 1,05 (0,57 à 1,94) | 1,20 (0,61 à 2,37) | 0,53 (0,12 à 2,32) | 1,56 (0,72 à 3,39) | |
| Changement entre le 1er suivi et l'automne 2020 | Maintien à la retraite | 1 199 | 1,0 | 1,0 | 1,0 | 1,0 |
| Nouvellement à la retraite | 47 | 1,00 (0,72 à 1,37) | 1,05 (0,74 à 1,48) | 1,20 (0,77 à 1,88) | 0,87 (0,51 à 1,50) | |
| Nouvellement en emploi | 66 | 1,17 (0,88 à 1,54) | 1,22 (0,88 à 1,68) | 1,44 (0,97 à 2,13) | 0,88 (0,48 à 1,59) | |
| Nouvellement au chômage | 46 | 2,14 (1,51 à 3,03) | 2,19 (1,49 à 3,23) | 2,67 (1,59 à 4,50) | 1,73 (0,95 à 3,14) | |
| Passage au travail à distance | 512 | 1,01 (0,88 à 1,15) | 1,06 (0,91 à 1,23) | 1,09 (0,89 à 1,32) | 1,02 (0,81 à 1,27) | |
| Maintien sur le lieu de travail | 49 | 0,98 (0,71 à 1,35) | 0,92 (0,64 à 1,33) | 1,11 (0,71 à 1,72) | 0,67 (0,34 à 1,30) | |
| Augmentation du nombre d'heures | 39 | 0,85 (0,60 à 1,21) | 0,85 (0,57 à 1,26) | 0,87 (0,55 à 1,37) | 0,83 (0,36 à 1,95) | |
| Réduction du nombre d'heures | 191 | 0,86 (0,70 à 1,04) | 0,86 (0,69 à 1,07) | 0,90 (0,66 à 1,21) | 0,83 (0,60 à 1,14) | |
| Lieu de travail fermé | 37 | 1,78 (1,22 à 2,60) | 1,96 (1,32 à 2,92) | 2,09 (1,11 à 3,93) | 1,87 (1,11 à 3,15) | |
| Autre | 25 | 0,88 (0,57 à 1,34) | 0,92 (0,57 à 1,49) | 0,60 (0,27 à 1,32) | 1,24 (0,68 à 2,27) | |
| Lieu de travail principal à l'automne 2020 | Travail à domicile | 180 | 1,0 | 1,0 | 1,0 | 1,0 |
| Travail dans un cadre autre que le domicile | 294 | 0,83 (0,68 à 1,02) | 0,79 (0,63 à 0,98) | 0,83 (0,61 à 1,12) | 0,76 (0,55 à 1,04) | |
| Autre lieu | 46 | 1,34 (0,94 à 1,92) | 1,28 (0,87 à 1,90) | 1,19 (0,65 à 2,17) | 1,35 (0,80 à 2,27) | |
| Question omise | 1 691 | 0,98 (0,81 à 1,18) | 0,96 (0,79 à 1,17) | 1,05 (0,79 à 1,38) | 0,87 (0,65 à 1,16) | |
| Statut de travailleur essentiel au printemps 2020 | Non | 368 | 1,0 | 1,0 | 1,0 | 1,0 |
| Oui | 219 | 0,75 (0,63 à 0,90) | 0,75 (0,62 à 0,91) | 0,77 (0,59 à 1,00) | 0,72 (0,54 à 0,97) | |
| Question omise | 1 585 | 0,85 (0,74 à 0,98) | 0,84 (0,72 à 0,98) | 0,84 (0,68 à 1,03) | 0,84 (0,67 à 1,06) | |
| Interruption du travail au printemps 2020 | Non | 98 | 1,0 | 1,0 | 1,0 | 1,0 |
| Oui | 525 | 1,60 (1,27 à 2,02) | 1,65 (1,28 à 2,12) | 1,41 (1,01 à 1,97) | 2,01 (1,36 à 2,98) | |
| Question omise | 1 585 | 1,37 (1,09 à 1,73) | 1,40 (1,09 à 1,81) | 1,25 (0,89 à 1,74) | 1,60 (1,08 à 2,38) | |
Les analyses de rémission parmi les personnes souffrant de dépression au moment du départ ou du 1er suivi mais pas à l’automne 2020 ont révélé que les personnes qui ont obtenu un nouvel emploi entre les deux vagues d’enquête avaient presque deux fois plus de chances de rémission que celles qui étaient demeurées à la retraite (RC = 1,99; IC à 95 % : 1,57 à 2,53) (données non présentées). Les personnes qui sont retournées sur leur lieu de travail à l’automne 2020 après avoir travaillé à distance ou vu leur lieu de travail fermé au printemps 2020 avaient respectivement 24 % et 15 % moins de chance d’être en rémission à l’automne 2020 que celles qui étaient demeurées à la retraite. Il n’y avait pas de différence dans les chances de rémission entre les personnes qui travaillaient dans un environnement autre que le domicile à l’automne 2020 et celles qui travaillaient à domicile (RC = 0,95; IC à 95 % : 0,79 à 1,14), entre les travailleurs essentiels et les travailleurs non essentiels (RC = 0,95; IC à 95 % : 0,81 à 1,12) ou entre les personnes dont l’emploi a été interrompu au printemps 2020 et celles dont l’emploi n’a pas été interrompu (RC = 1,04; IC à 95 % : 0,86 à 1,26).
Analyse
Nos analyses longitudinales des participants à l’ÉLCV indiquent que l’incidence d’une dépression survenue au cours de la pandémie de COVID-19 varie en fonction de plusieurs caractéristiques sociodémographiques et professionnelles. Dans presque tous les sous-groupes, les symptômes dépressifs se sont légèrement améliorés entre le départ et le 1er suivi mais se sont aggravés entre le 1er suivi et l’automne 2020. Les personnes de 50 à 59 ans, les femmes, les personnes souffrant de maladies chroniques et les personnes à faible revenu ont enregistré les augmentations les plus importantes des scores CESD-10. En particulier, les personnes nouvellement au chômage à l’automne 2020 couraient deux fois plus de risque de souffrir de dépression que les personnes demeurées à la retraite. En revanche, les personnes qui travaillaient dans des environnements autres que le domicile ou qui avaient déclaré être travailleurs essentiels couraient moins de risque de souffrir de dépression.
Les déterminants de la dépression liés à l’emploi semblent plus marqués chez les femmes. Les femmes qui sont devenues chômeuses, qui ont connu une fermeture de leur lieu de travail ou qui sont passées au travail à distance ont été plus susceptibles de souffrir de dépression. En revanche, ces associations sont plus faibles ou non statistiquement significatives chez les hommes. Ces résultats soulignent la vulnérabilité accrue des femmes aux facteurs de stress liés à l’emploi pendant la pandémie, ce qui reflète probablement le double fardeau de la perturbation de l’emploi et des responsabilités de soins liées au genre. D’autres études épidémiologiques ont montré que les caractéristiques de l’emploi, comme le travail à distance, étaient plus fortement liées à des effets négatifs sur la santé mentale chez les femmes que chez les hommes pendant la pandémieNote de bas de page 30. De plus, plusieurs études ont fait état d’un stress psychologique et d’effets négatifs sur la santé mentale plus importants chez les femmes que chez les hommes, en particulier chez celles qui avaient des responsabilités supplémentaires en matière de soins ou d’éducation à domicile pendant les périodes de confinement liées à la COVID-19Note de bas de page 31Note de bas de page 32.
L’une des principales conclusions de nos analyses indique un changement moyen dans le sens d’une aggravation dans les scores de dépression au sein de toutes les caractéristiques sociodémographiques, qu’il s’agisse de l’âge, de l’état matrimonial, du niveau d’études le plus élevé, du revenu du ménage ou de la situation en matière d’hypothèque. D’autres études épidémiologiques ont également constaté une détérioration de la santé mentaleNote de bas de page 33Note de bas de page 34, à l’exception de l’étude de Wester et ses collaborateursNote de bas de page 23 qui, sur un échantillon de 36 478 participants britanniques de 50 ans et plus, ont fait état d’une diminution de la prévalence de la tristesse ou de la dépression pendant la pandémie. Toutefois, ils ont observé une augmentation concomitante de la solitude, en particulier chez les femmes, ce qui pourrait être le signe de manifestations différentes de la détresse psychologique selon les contextes.
Il est intéressant de noter que nous avons observé une diminution des risques de dépression chez les travailleurs essentiels par rapport aux travailleurs non essentiels. Ces résultats contrastent avec les rapports faisant état d’une augmentation des taux d’épuisement professionnel et de stress chez les professionnels de la santé et autres travailleurs de la santé de première ligneNote de bas de page 17Note de bas de page 18Note de bas de page 19, ainsi que chez d’autres travailleurs essentiels à faible revenu qui ont été confrontés à des mesures de sécurité inadéquates liées à la COVID-19 et à un manque de protection de la santé des travailleursNote de bas de page 35. Compte tenu des données démographiques de l’ÉLCV, qui est composée de personnes qui avaient au moins 50 ans lorsque la pandémie a commencé, et qui sont majoritairement caucasiennes et plus aisées, nos analyses sous-représenteraient ces types de travailleurs essentiels. De plus, le statut de travailleur essentiel a été évalué au début de la pandémie (printemps 2020), alors que ces personnes n’avaient peut-être pas encore atteint le stade de l’épuisement professionnel.
De même, les personnes travaillant en personne à l’automne 2020 étaient moins susceptibles de souffrir de dépression. Ces données peuvent s’expliquer par le fait que celles qui ont choisi de continuer à travailler en personne, en supposant qu’elles avaient la possibilité de faire ce choix, étaient moins préoccupées par les effets de la COVID-19 sur la santé. Elles peuvent également s’expliquer par les bienfaits pour la santé mentale du maintien des liens sociauxNote de bas de page 36 et par un risque moindre de perturbation de la routineNote de bas de page 37. Il existe des données probantes fiables que le maintien des liens sociaux tout au long de la pandémie a protégé contre la dépressionNote de bas de page 38. Toutefois, il est important de noter que le travail à distance n’est pas intrinsèquement préjudiciable à la santé mentale. Ses effets dépendent probablement des soutiens dont disposent les travailleurs, tels que les possibilités de liens sociaux, le maintien de routines structurées et les directives de l’organisation. Les politiques et les interventions sur le lieu de travail qui renforcent ces soutiens peuvent contribuer à protéger le bien-être mental des travailleurs à distance, en leur permettant de bénéficier de la flexibilité des mesures d’adaptation à distance sans compromettre leur santé psychologique. Notre analyse a classé les participants selon s’ils travaillaient principalement à domicile, sur leur lieu de travail ou « autre », cette dernière catégorie pouvant refléter des situations hybrides sans toutefois être définitivement interprétable comme telle. Cette incapacité à isoler les effets du travail hybride constitue une limite, car les conditions hybrides peuvent conférer des avantages différents en matière de santé mentale que les conditions de travail entièrement à distance ou entièrement en personne. En fait, des travaux antérieurs ont montré que ceux qui peuvent travailler dans des situations hybrides ont des trajectoires optimales de santé mentale par rapport à ceux qui travaillent entièrement à distance ou entièrement en personneNote de bas de page 9. De plus, le maintien d’un horaire régulier est important pour le bien-être de chacun, et ceux qui ont connu des perturbations dans leur horaire de travail ou qui ont dû passer au travail à distance ont pu présenter un risque plus élevé de dépressionNote de bas de page 39, une tendance qui est claire dans notre étude, où les perturbations sur le lieu de travail et les transitions vers le travail à distance ont été associées à des probabilités accrues de dépression.
La relation entre l’emploi et la dépression est probablement bidirectionnelle. La dépression peut entraver l’acquisition et le maintien d’un emploiNote de bas de page 40, tandis que les changements en matière d’emploi peuvent avoir une incidence sur la santé mentaleNote de bas de page 41. Pendant la pandémie, l’aide sociale a aidé les personnes incapables de travailler en raison de problèmes de santé, ce qui a potentiellement introduit un biais de sélection, excluant de l’échantillon les personnes souffrant ou risquant de souffrir d’une dépression grave. Une autre limite concerne la causalité inverse et l’autosélection du lieu de travail à l’automne 2020. Les personnes qui ont choisi de travailler en personne peuvent être systématiquement différentes de celles qui travaillent à distance, par exemple parce qu’elles sont moins anxieuses, ont moins de problèmes de santé ou disposent de mécanismes d’adaptation plus solides. Ces différences sous-jacentes peuvent avoir influencé à la fois le lieu de travail et le risque de dépression, ce qui limite l’interprétation causale de nos conclusions.
Il convient de noter qu’en raison de l’accent mis par l’ÉLCV sur les Canadiens d’âge moyen et plus âgés, cette étude exclut les personnes de moins de 50 ans. Les personnes n’ayant pas atteint ce seuil d’âge ont également été confrontées à des facteurs de stress, notamment le fait de devoir concilier l’éducation des enfants et l’école à la maison tout en s’adaptant au travail à distance. De plus, les travailleurs essentiels ayant des enfants ont éprouvé des difficultés supplémentaires à trouver des solutions de garde d’enfants à la suite des fermetures d’écoles. Le stress excessif subi par les jeunes travailleurs est susceptible d’avoir eu une incidence sur leur santé mentale et leur bien-être. Des recherches supplémentaires sont donc nécessaires pour mieux comprendre l’incidence des facteurs liés à l’emploi sur la dépression au sein de cette population.
Points forts et limites
Nous sommes conscients que cette étude a des limites. La cohorte de l’ÉLCV est plus aisée et moins diversifiée que la population canadienne en général et elle exclut les résidents des territoires, des communautés des Premières Nations et les personnes en établissement de soins ainsi que celles qui ne parlent ni français ni anglais. Ces critères ont probablement fait en sorte que l’échantillon recruté était en meilleure santé que la population générale. Une autre limite a été l’impossibilité d’ajuster les niveaux d’activité physique pendant la pandémie. Bien que ces données aient été recueillies au cours de la vague d’enquête de 1er suivi, elles dataient de plusieurs années antérieurement au début de la pandémie et étaient basées sur l’échelle d’activité physique pour les aînésNote de bas de page 42, qui ne fournit qu’un aperçu limité de l’activité hebdomadaire. De plus, les niveaux d’activité physique ont sensiblement changé pendant les périodes de confinement et de restriction de la COVID-19. Par conséquent, les mesures prépandémiques ne permettaient pas de saisir ces changements dynamiques et ont été omises dans nos analyses, ce qui peut avoir introduit des facteurs de confusion résiduels.
De plus, bien que nous ayons défini les transitions en matière d’emploi pour l’ensemble des vagues d’enquête, une certaine hétérogénéité au sein des catégories peut subsister. Par exemple, les différences de qualité d’emploi ou les perturbations temporaires n’ont pas été entièrement prises en compte par nos mesures. De plus, ces transitions en matière d’emploi ne tiennent pas compte de l’hétérogénéité entre les professions, or le retour au travail en personne peut avoir des implications différentes pour les travailleurs de la santé et pour ceux relevant du commerce de détail ou d’autres secteurs. De plus, la classification de « travailleur essentiel » dans notre étude était large et ne faisait pas de distinction entre les divers groupes professionnels tels que les soins de santé, le commerce de détail ou les transports, alors que chaque secteur peut avoir impliqué différents niveaux de risque d’exposition, de stress et de sécurité d’emploi. Bien que les codes professionnels normalisés soient disponibles dans les données de 1er suivi de l’ÉLCV, ils font partie des fichiers à accès contrôlé que nous n’avons pas pu obtenir. De plus, ces codes n’ont pas été recueillis dans les enquêtes sur la COVID-19 et n’ont pas pu être utilisés pour affiner le statut de travailleur essentiel pendant la pandémie. Par conséquent, nos estimations peuvent masquer des nuances au sein de cette catégorie et être influencées par des caractéristiques professionnelles non mesurées.
Une autre limite est la perte de suivi relativement importante entre la vague de collecte de données du 1er suivi et les enquêtes sur la COVID-19, puisque près de 20 000 participants du 1er suivi n’ont pas répondu aux questionnaires urgents sur la COVID-19 de l’ÉLCV. Les personnes perdues de vue avaient des scores CESD-10 légèrement plus élevés au départ et au 1er suivi et étaient plus susceptibles d’avoir un revenu de ménage plus faible et un niveau d’éducation inférieur à celui de la cohorte analysée (données non présentées). Pour faciliter les comparaisons directes avec le tableau 2, les deux analyses ont été limitées aux participants qui ne souffraient pas de dépression au moment du départ ou du 1er suivi, ciblant ainsi la même cohorte à risque pour la dépression incidente à l’automne 2020. Cette restriction a permis d’assurer la cohérence entre les analyses, mais ne tient pas compte des différences avec les participants souffrant d’une dépression préexistante, qui ont pu être particulièrement vulnérables à l’exclusion. Bien que les différences observées entre la cohorte analysée et la cohorte des personnes perdues de vue soient modestes, l’attrition sélective des personnes en mauvaise santé mentale et défavorisées sur le plan socioéconomique peut avoir conduit à une sous-estimation de l’association entre la situation vis-à-vis de l’emploi et la dépression dans notre étude.
Notre étude présente également des points forts notables, tels que l’utilisation de données longitudinales substantielles, qui fournissent des informations complètes sur les facteurs sociodémographiques et les mesures de santé mentale, avant la pandémie de COVID-19 et deux fois au cours de la première année de la pandémie. Cela nous a permis d’évaluer l’évolution de la santé mentale chez les mêmes personnes avant et pendant la pandémie, enrichissant ainsi la profondeur et l’étendue de notre recherche. Contrairement à de nombreuses études transversales, qui sont sujettes à des biais temporels, notre approche est plus fiable pour étudier l’incidence de la pandémie, en particulier sur la dépression.
Conclusion
Dans cette vaste cohorte d’aînés canadiens, nous avons observé une aggravation des scores de dépression au début de la pandémie et établi plusieurs facteurs de risque liés à l’emploi pour la dépression incidente à l’automne 2020. Les transitions telles que le fait de se retrouver au chômage ou de subir une fermeture du lieu de travail ont été associées à un risque presque deux fois plus élevé de dépression, alors que le fait de travailler en personne et le statut de travailleur essentiel ont été liés à un risque plus faible. Ces résultats soulignent la nécessité de mettre en place des politiques de santé publique et des politiques sur le lieu de travail qui atténuent l’incidence des perturbations en matière d’emploi. Le travail à distance ne doit pas être proscrit, mais plutôt soutenu par des politiques qui favorisent le lien social, la stabilité et la routine, contribuant ainsi à protéger le bien-être mental tout en préservant la flexibilité que ce type de travail procure.
Remerciements
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 Instituts de recherche en santé du Canada (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. Cette recherche a été menée à l’aide de l’ensemble de données global du questionnaire de départ version 6.0, de l’ensemble de données de suivi du questionnaire de départ version 3.7, de l’ensemble de données global du questionnaire de 1er suivi version 3.0, de l’ensemble de données de suivi du questionnaire de 1er suivi version 2.2 et de l’ensemble de données d’étude du questionnaire sur la COVID-19 version 1.0 de l’ÉLCV dans le cadre de l’application 2104024. L’ÉLCV est dirigée par les docteurs Parminder Raina, Christina Wolfson et Susan Kirkland. Le financement de l’étude par questionnaire de départ sur la COVID-19 de l’ÉLCV est assuré par l’Institut de recherche Juravinski, la Faculté des sciences de la santé de l’Université McMaster, le Fonds Provost de l’Université McMaster, l’Institut de recherche sur le vieillissement McMaster, l’Agence de la santé publique du Canada/IRSC (référence de financement CMO 174125) et le gouvernement de la Nouvelle-Écosse.
Conflits d’intérêts
Margaret de Groh est ex-rédactrice en chef adjointe de la revue et Paul Villeneuve est ex-rédacteur scientifique adjoint, mais tous deux se sont retirés du processus d’évaluation de cet article. Les auteurs déclarent n’avoir aucun conflit d’intérêts.
Les commanditaires de l’étude n’ont joué aucun rôle dans la conception de l’étude, la collecte, l’analyse et l’interprétation des données, ni dans la rédaction de l’article. L’équipe de l’ÉLCV a approuvé la présentation de cet article pour publication.
Contributions des auteurs et avis
- BF : analyse formelle, enquête, méthodologie, présentation visuelle, rédaction – première version du manuscrit, rédaction – relectures et corrections.
- YJ : enquête, administration du projet, validation, rédaction – relectures et corrections.
- MdG : conception, acquisition de financements, enquête, administration du projet, validation, rédaction – relectures et corrections.
- EFT : conception, acquisition de financements, enquête, administration du projet, rédaction – relectures et corrections.
- IC : enquête, rédaction – relectures et corrections.
- PJV : conception, enquête, administration du projet, méthodologie, supervision, validation, rédaction – relectures et corrections.
Le contenu de cet article et les points de vue qui y sont exprimés n’engagent que les auteurs; ces points de vue ne correspondent pas nécessairement à ceux de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement ou du gouvernement du Canada.
Financement
Esme Fuller-Thomson remercie les Instituts de recherche en santé du Canada (IRSC) pour la subvention no 172862 (PI Esme Fuller-Thomson) et le Réseau canadien des soins aux personnes fragilisées. Brianna Frangione a reçu un financement du programme PFETE de l’Agence de la santé publique du Canada pour soutenir cette activité de recherche.