Recherche quantitative originale – Profils d’une alimentation perturbée et liens avec les caractéristiques sociodémographiques des élèves : une analyse des classes latentes chez les adolescents au Canada

Résumé

Introduction. Malgré leur importance pour la santé et le bien-être, les données sur l’alimentation perturbée chez les adolescents canadiens restent limitées. Cette étude visait à 1) établir les classes latentes d’alimentation perturbée chez les adolescents au Canada et 2) déterminer si les caractéristiques sociodémographiques des élèves permettent de prédire leur appartenance à l’une de ces classes.

Méthodologie. Les données issues de l’enquête menée auprès des élèves proviennent de l’étude COMPASS 2021-2022. L’échantillon comprenait 24 639 élèves de la 9e à la 12e année relevant de 69 établissements d’enseignement secondaire de l’Alberta, de la Colombie-Britannique et de l’Ontario. Une analyse des classes latentes a été réalisée afin d’étudier les profils d’alimentation perturbée en fonction de six éléments évaluant les préoccupations liées au poids, les comportements alimentaires restrictifs ou compulsifs, les purges et les comportements compensatoires. Une régression logistique a été réalisée afin d’étudier les liens entre l’appartenance à une classe d’alimentation perturbée et les caractéristiques sociodémographiques (niveau scolaire, sexe, race et ethnicité, aisance familiale et indice de masse corporelle).

Résultats. Cinq classes d’alimentation perturbée ont été établies : alimentation perturbée légère ou inexistante (32,5 %), modification des habitudes alimentaires liée au poids (30,7 %), hyperphagie avec préoccupations liées au poids (25,7 %), hyperphagie sans préoccupation liée au poids (7,3 %) et alimentation perturbée complexe (3,7 %). Les filles cisgenres, les jeunesoures et de genre non binaire, les adolescents issus de foyers moins aisés et ceux présentant un surpoids important étaient plus exposés au risque d’appartenir à des groupes présentant des symptômes plus marqués par rapport au groupe présentant une alimentation perturbée légère ou inexistante et, respectivement, aux garçons cisgenres, à leurs pairs issus de milieux plus aisés et à ceux ayant un poids santé.

Conclusion. Les résultats indiquent que les adolescents canadiens présentent des schémas d’alimentation perturbée hétérogènes, avec des disparités marquées selon le sexe, l’aisance familiale et le poids. La mise en évidence des inégalités en matière d’alimentation perturbée souligne l’importance de mener à l’avenir des études longitudinales, afin d’analyser les trajectoires de développement de ce trouble et d’élaborer des stratégies de prévention et d’intervention précoce adaptées aux besoins des différentes populations d’adolescents.

Mots-clés : adolescents, alimentation perturbée, analyse des classes latentes, schémas, jeunesse

Introduction

L'alimentation perturbée désigne des pensées et des comportements alimentaires inadaptés, en particulier des préoccupations en matière de poids ou de silhouette, une alimentation restrictive ou compulsive, des pratiques de purge, ainsi que l'abus de laxatifs, de diurétiques, de pilules amaigrissantes ou de stéroïdes^{Note de bas de page 1}. Les pensées et comportements liés à l'alimentation perturbée forment des symptômes de troubles alimentaires qui ne répondent pas aux critères diagnostiques cliniques, mais qui sont reconnus comme des facteurs de risque de développement d'un trouble alimentaire^{Note de bas de page 2}. Un examen systématique et une méta-analyse de 2023 ont rapporté qu'environ 22 % des jeunes dans le monde présentaient une alimentation perturbée^{Note de bas de page 3}. La prévalence élevée d'une alimentation perturbée constitue un problème de santé publique majeur en raison de son association avec des conséquences néfastes pour la santé, telles que la détresse psychologique, la dépression et les idées suicidaires^{Note de bas de page 4Note de bas de page 5}. Chez certaines personnes, les comportements liés à une alimentation perturbée peuvent évoluer vers un trouble alimentaire diagnosticable cliniquement^{Note de bas de page 6Note de bas de page 7}. Sans traitement approprié, les troubles alimentaires risquent de devenir persistants, graves et récurrents, présentant le deuxième taux de mortalité le plus élevé parmi tous les troubles mentaux, dépassé uniquement par la dépendance aux opiacés^{Note de bas de page 8Note de bas de page 9Note de bas de page 10}. Compte tenu de ces graves conséquences, il est essentiel de comprendre les schémas d'alimentation perturbée et les facteurs de risque chez les jeunes afin de développer des stratégies efficaces de prévention et d'intervention précoce.

De nouvelles données indiquent que les pensées et les comportements liés à l'alimentation perturbée forment des schémas variés et concomitants plutôt que de s'inscrire sur un continuum unique de fréquence/gravité^{Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 13Note de bas de page 14Note 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 20}. Par conséquent, les chercheurs ont eu recours à une analyse des classes latentes (ACL) ou à une analyse des profils latents (APL) pour établir des profils d'alimentation perturbée et de troubles alimentaires chez les jeunes, principalement aux États-Unis^{Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 13Note de bas de page 17} et en Europe^{Note de bas de page 16Note de bas de page 19}. L'ACL est une méthode statistique utilisée pour repérer des sous-groupes latents au sein d'une population en se basant sur les schémas de réponse des individus à des variables observées (indicateurs)^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Contrairement aux méthodes traditionnelles centrées sur les variables, qui supposent des effets identiques dans l'ensemble de la population et traitent l'alimentation perturbée comme une construction continue ou unidimensionnelle, risquant ainsi de masquer d'importants sous-types de risque, l'ACL adopte une approche centrée sur la personne^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Elle permet aux chercheurs de révéler des schémas comportementaux spécifiques et d'obtenir des informations nuancées sur les manifestations d'alimentation perturbée au sein des populations^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Par exemple, Cain et al. ont repéré cinq groupes de préoccupations alimentaires, pondérales et corporelles chez les jeunes femmes américaines, correspondant à une alimentation restrictive, une suralimentation et des symptômes de type boulimique^{Note de bas de page 11}. De même, une autre étude américaine menée auprès de jeunes hommes a révélé cinq groupes d'alimentation perturbée, caractérisés par des troubles de l'image corporelle, de l'hyperphagie ou des purges et des préoccupations liées à la musculature^{Note de bas de page 12}. Bien que plusieurs ACL ou APL aient porté sur les schémas d'alimentation perturbée, d'importantes lacunes subsistent dans la littérature. Tout d'abord, de nombreuses études centrées sur la personne sont axées sur des échantillons de jeunes adultes^{Note de bas de page 11Note de bas de page 13Note de bas de page 17} ou d'adultes^{Note de bas de page 20} plutôt que sur des adolescents, alors que l'adolescence est une période de développement critique pour l'émergence des comportements d'alimentation perturbée^{Note de bas de page 6Note de bas de page 7}. De plus, plusieurs ACL chez les adolescents ont été menées il y a environ dix ans^{Note de bas de page 14Note de bas de page 15Note de bas de page 16}, avant certains changements sociétaux majeurs, notamment la pandémie de COVID-19, qui ont modifié les environnements alimentaires^{Note de bas de page 23}, l'exposition aux réseaux sociaux^{Note de bas de page 24}, les facteurs de stress liés à la santé mentale^{Note de bas de page 25} et l'accès aux ressources de soutien^{Note de bas de page 26}. Compte tenu des données indiquant que les comportements liés à l'alimentation perturbée sont sensibles aux influences sociales et contextuelles^{Note de bas de page 27}, des analyses actualisées basées sur la population sont nécessaires pour évaluer si les profils d'alimentation perturbée précédemment établis restent applicables aux adolescents dans le contexte actuel.

De plus, les ACL et les APL existantes ont été limitées par des échantillons de taille modeste^{Note de bas de page 15Note de bas de page 18} ou par une portée démographique restreinte^{Note de bas de page 11Note de bas de page 13}, limitant leur capacité à établir des classes latentes stables et à rendre compte de l'hétérogénéité au sein des populations en quête d'équité. De plus en plus de données indiquent que les jeunes transgenres ou de genre non binaire (TGD)^{Note de bas de page 28}, les personnes issues de familles à faible statut socio-économique^{Note de bas de page 29}, issues de groupes racisés et de minorités ethniques^{Note de bas de page 30}, ainsi que les adolescents de forte corpulence^{Note de bas de page 31} sont susceptibles d'être exposés à un risque accru d'alimentation perturbée et se heurter à des obstacles plus importants pour accéder à des ressources de protection. Il est donc indispensable de disposer d'échantillons plus importants et plus diversifiés pour caractériser correctement les profils d'alimentation perturbée et pour analyser les facteurs sociodémographiques prédictifs de l'appartenance à une classe avec une puissance statistique suffisante.

Enfin, certaines études récentes ont eu recours à des méthodes longitudinales intensives, telles que l'évaluation écologique momentanée, pour analyser les processus liés à l'alimentation et aborder des questions de recherche complémentaires^{Note de bas de page 19}. L'ACL basée sur des enquêtes est plutôt adaptée à l'établissement de profils d'alimentation perturbée au niveau de la population et des corrélats sociodémographiques, qui sont essentiels pour la surveillance de la santé publique et l'élaboration de stratégies de prévention et d'intervention précoce à grande échelle.

Afin de combler ces lacunes importantes, notre étude vise à 1) établir les profils d'alimentation perturbée au sein d'un vaste échantillon représentatif et récent d'élèves du secondaire au Canada et 2) vérifier dans quelle mesure les caractéristiques sociodémographiques des élèves permettent de prédire leur appartenance à une classe d'alimentation perturbée. En établissant les schémas et les facteurs prédictifs de l'alimentation perturbée, cette étude vise à mettre en lumière les disparités dans les comportements d'alimentation perturbée et les facteurs de risque, afin de contribuer à l'élaboration de stratégies de prévention et d'intervention mieux adaptées et plus équitables pour les différentes populations d'adolescents.

Méthodologie

Conception de l'étude et échantillonnage

Cette étude transversale s'est appuyée sur des données individuelles issues de la vague 2021-2022 de l'étude COMPASS (2012-2027), une étude de cohorte prospective conçue pour recueillir des données hiérarchiques et longitudinales auprès d'élèves du secondaire au Canada^{Note de bas de page 32}. Les écoles ont été sélectionnées de manière intentionnelle, en fonction du fait qu'elles autorisaient des protocoles d'accord parental par consentement par défaut avec clause de retrait^{Note de bas de page 33}. Tous les adolescents des écoles participantes étaient admissibles, sauf si un parent ou tuteur les retirait de l'étude, et pouvaient refuser de participer à tout moment. Un questionnaire en ligne a été distribué en classe afin d'évaluer les caractéristiques sociodémographiques (par exemple, l'âge, le sexe), les comportements liés à la santé (par exemple, l'activité physique) et les facteurs associés (par exemple, le harcèlement). Une autorisation éthique a été obtenue auprès de l'Université de Waterloo (ORE n^o 30118), de l'Université Brock (REB n^o 23-087), de l'Université de l'Alberta (n^o RES0050375; Pro00129206) et des conseils scolaires participants. Les protocoles COMPASS complets sont disponibles en version imprimée^{Note de bas de page 32} ou en ligne^{Note de bas de page 34}.

Les questions visant à évaluer l'alimentation perturbée ont été introduites pour la première fois dans le questionnaire COMPASS destiné aux élèves au cours de l'année scolaire 2021-2022 et ont été utilisées dans les établissements participants de l'Alberta, de la Colombie-Britannique et de l'Ontario. Au total, 27 003 élèves relevant de 69 écoles secondaires ont répondu à l'enquête mais 2 364 participants n'ont pas répondu à une ou plusieurs questions sur l'alimentation perturbée, ce qui donne un échantillon analytique final de 24 639 adolescents disposant de données complètes sur l'alimentation perturbée.

Mesures

Alimentation perturbée

Les chercheurs de l'étude COMPASS ont mis au point une échelle d'alimentation perturbée à six éléments, adaptée à partir d'instruments préexistants tels que le Eating Attitude Test^{Note de bas de page 35}, le questionnaire Eating Disorder Examination^{Note de bas de page 36} et le questionnaire Sick-Control-One-Fat-Food^{Note de bas de page 37}, afin de saisir les pensées et les comportements clés liés à l'alimentation perturbée. On a demandé aux étudiants à quelle fréquence, au cours des 12 derniers mois, ils avaient vécu les situations suivantes : 1) être obsédé par le désir d'être plus mince, 2) s'être forcé à vomir volontairement après avoir mangé, 3) avoir utilisé des laxatifs, des pilules amaigrissantes, des diurétiques ou des stéroïdes pour contrôler leur poids ou leur silhouette, 4) avoir modifié les habitudes alimentaires afin de gérer leur poids ou leur silhouette, 5) manger beaucoup plus que la plupart des gens ne le feraient dans les mêmes circonstances et avoir eu l'impression de ne pas pouvoir s'arrêter et 6) éprouver une peur réelle de prendre du poids ou d'être en surpoids. Les réponses ont été notées sur une échelle à cinq points : 0 = jamais, 1 = quelques fois, 2 = une fois par mois, 3 = une fois par semaine et 4 = tous les jours. Les scores allaient de 0 à 24, les plus élevés indiquant des symptômes d'alimentation perturbée plus marqués. La cohérence interne de tous les éléments de l'alimentation perturbée était de α = 0,79. La clarté, la compréhensibilité et l'invariance de mesure de l'échelle à travers les groupes sociodémographiques ont déjà été démontrées^{Note de bas de page 38}. Les analyses préliminaires des données ont révélé de petites tailles de cellules dans les catégories de réponse allant de « une fois par semaine » à « tous les jours », limitant la poursuite de l'analyse. Afin de traiter cette question tout en tenant compte de la fréquence des réponses et de la pertinence clinique, nous avons classé les cinq options de réponse en deux catégories : 1 = oui (réponses combinées « quelques fois », « une fois par mois », « une fois par semaine » et « tous les jours ») et 2 = non (réponse « jamais »).

Caractéristiques sociodémographiques

Les caractéristiques sociodémographiques des élèves ont été fournies par eux-mêmes dans le questionnaire COMPASS, notamment le niveau scolaire (9^e à 12^e année), la race ou l'ethnicité (« Blanc », « Noir », « Asiatique de l'Est », « Latino », « Moyen-Oriental », « Asiatique du Sud », « Asiatique du Sud-Est », « multiethnique », « autre catégorie ») et l'aisance familiale perçue (« plutôt aisé », « aisé », « moins aisé »). L'identité de genre (« fille/femme », « garçon/homme », « personne non binaire », « deux esprits », « Je définis mon genre autrement ») et le sexe attribué à la naissance (« féminin », « masculin ») ont été combinés pour classer les participants comme suit : « filles cisgenres », « garçons cisgenres » ou « jeunes TGD ». La taille et le poids déclarés par les participants ont été utilisés pour calculer les catégories d'indice de masse corporelle (IMC) conformément aux recommandations de l'Organisation mondiale de la santé (OMS) spécifiques à l'âge et au sexe (« insuffisance pondérale », « poids santé », « surpoids » et « obésité »)^{Note de bas de page 39}. Afin d'éviter tout langage stigmatisant, ces catégories de poids ont été respectivement rebaptisées « poids inférieur », « poids santé », « surpoids » et « surpoids important »^{Note de bas de page 40}.

Analyse statistique

Statistiques descriptives

Avant de recourir à la modélisation des classes latentes, des tests d'analyse de la variance à un facteur ont été utilisés pour comparer de manière descriptive les scores moyens ordinaux des éléments relatifs à l'alimentation perturbée de manière globale et au sein des sous-groupes sociodémographiques, afin de caractériser la répartition et l'implication dans les pensées et les comportements d'alimentation perturbée et de fournir des informations contextuelles pour les analyses ultérieures.

Analyse des classes latentes

Une ACL a été réalisée dans SAS à l'aide de la procédure « PROC LCA » avec estimation du maximum de vraisemblance afin d'établir des classes d'élèves présentant des schémas de réponse semblables à l'alimentation perturbée^{Note de bas de page 21}. Nous avons systématiquement ajusté les modèles ACL comprenant entre une et six classes en comparant les statistiques d'ajustement à chaque étape afin de déterminer la solution la mieux adaptée. Pour remédier à l'instabilité d'appartenance aux classes, nous avons exécuté chaque modèle avec 50 ensembles aléatoires de valeurs de départ afin de garantir que ce sont les maxima globaux, et non les maxima locaux, qui sont indiqués lors de l'estimation des paramètres^{Note de bas de page 21}. De plus, le regroupement au niveau des écoles a été pris en compte en ajustant les erreurs-types pour tenir compte de la corrélation intra-école, de sorte que le regroupement influence l'estimation de la variance mais non l'identification des classes d'alimentation perturbée^{Note de bas de page 21}.

Deux séries d'indices d'ajustement ont été utilisées pour déterminer le nombre optimal de classes d'alimentation perturbée. Nous avons commencé par analyser les indices primaires. Tout d'abord, nous avons analysé le critère d'information d'Akaike corrigé (CIAc) et le critère d'information bayésien ajusté (CIBa), des valeurs plus faibles indiquant un meilleur ajustement^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Ensuite, nous avons évalué la valeur G-carré du rapport de vraisemblance, en considérant que des réductions relatives substantielles entre des solutions de classes successives indiquaient un meilleur ajustement du modèle, plutôt que d'appliquer un seuil numérique fixe^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Nous avons également utilisé la valeur p (< 0,05) du test du rapport de vraisemblance par bootstrap (BLRT) pour déterminer si le modèle comportant davantage de classes s'adaptait significativement mieux^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Puis, l'entropie (intervalle : 0-1) a été utilisée pour évaluer la certitude de classification, les valeurs les plus élevées indiquant une meilleure précision^{Note de bas de page 21Note de bas de page 22}. Les indices secondaires comprenaient la taille de la classe, le pourcentage de valeurs de départ associées au modèle le mieux adapté et le nombre d'itérations nécessaires à la convergence du modèle. Une taille de classe adéquate (des classes très petites pouvant indiquer un surajustement) a permis de garantir la pertinence et la parcimonie^{Note de bas de page 41Note de bas de page 42}, tandis que des pourcentages plus élevés de valeurs de départ et un nombre réduit d'itérations indiquaient un meilleur ajustement^{Note de bas de page 41Note de bas de page 42}. Ces critères, associés à la possibilité d'interprétation du modèle, ont guidé la sélection des classes d'alimentation perturbée finales^{Note de bas de page 41Note de bas de page 42}.

Après avoir établi les classes d'alimentation perturbée, nous avons réalisé une régression logistique multinomiale afin d'étudier les associations entre cinq prédicteurs sociodémographiques et l'appartenance à une classe d'alimentation perturbée^{Note de bas de page 21}. En raison de la faible taille des cellules résultant du chevauchement entre les classes d'alimentation perturbée, des modèles à prédicteur unique (non ajustés) ont été ajustés séparément pour chaque variable dans le cadre de l'ACL. Des modèles partiellement ajustés incluant des variables prédictives sélectionnées ont été réalisés à titre d'analyses complémentaires (disponible auprès des auteurs sur demande). Toutes les analyses ont été réalisées à l'aide du logiciel SAS version 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, Caroline du Nord, États-Unis), avec un niveau de signification fixé à α = 0,05.

Gestion des données manquantes

Dans l'échantillon COMPASS 2021-2022 ayant reçu des éléments liés à l'alimentation perturbée, 8,8 % (n = 2 364) des élèves avaient des réponses manquantes ou incomplètes sur l'alimentation perturbée. Parmi les élèves pour lesquels les données d'alimentation perturbée étaient complètes, des données manquantes ont été observées concernant le niveau scolaire (< 1 %), le sexe (4,3 %), la race ou l'ethnicité (5,5 %), l'aisance familiale (< 1 %) et le poids (40,7 %). Les étudiants pour lesquels les données d'alimentation perturbée ou la variable sociodémographique correspondante étaient manquantes ont été exclus des tests d'analyse de la variance au cas par cas. L'ACV a été réalisée uniquement auprès des étudiants ayant fourni des réponses complètes sur l'alimentation perturbée. Dans les modèles de régression logistique multinomiale, les élèves ayant fourni des réponses complètes sur l'alimentation perturbée ont été pris en compte, et les données sociodémographiques manquantes (par exemple, le poids) ont été conservées en tant que catégories distinctes afin de préserver la taille de l'échantillon et la stabilité des classes.

Cette approche est étayée par des analyses antérieures démontrant que les scores moyens d'alimentation perturbée et les différences entre sous-groupes étaient très semblables avant et après l'exclusion des élèves dont les réponses sur l'alimentation perturbée étaient manquantes^{Note de bas de page 38}. Des recherches supplémentaires menées dans le cadre du projet COMPASS indiquent que la non-déclaration du poids autoévalué est systématiquement associée aux perceptions de poids et aux comportements qui y sont liés^{Note de bas de page 43}, ce qui suggère que les données manquantes pourraient dépendre des valeurs de poids elles-mêmes, c'est-à-dire qu'elles ne sont pas manquantes de manière aléatoire.

Résultats

Caractéristiques de l'échantillon

Les scores moyens (écart-type) des éléments relatifs à l'alimentation perturbée, dans l'ensemble et par sous-groupes sociodémographiques, sont présentés dans le tableau 1. Dans l'ensemble, les préoccupations liées au poids ont obtenu le score moyen le plus élevé, suivies par le changement des habitudes alimentaires et la crainte de prendre du poids, tandis que la prise de pilules ou de stéroïdes a affiché le score le plus bas, les scores relatifs aux comportements de purge et à l'hyperphagie étant également relativement faibles. Des différences importantes ont été observées dans les scores moyens pour tous les éléments dans l'ensemble des sous-groupes (p < 0,01), à l'exception des comportements de purge parmi les sous-groupes par niveau scolaire. Les élèves de 12^e année présentaient des moyennes plus élevées que celles des élèves des niveaux scolaires inférieurs en ce qui concerne les préoccupations liées au poids, la consommation de pilules ou de stéroïdes, le changement des habitudes alimentaires et la crainte de prendre du poids. Tous genres confondus, les jeunes TGD présentaient les moyennes les plus élevées en matière de purges, de consommation de pilules ou de stéroïdes et d'hyperphagie, tandis que les filles cisgenres affichaient les scores les plus élevés en ce qui concerne les préoccupations liées au poids et la peur de prendre du poids. Les garçons cisgenres ont obtenu les scores les plus bas pour l'ensemble des éléments. En ce qui concerne la race et l'ethnicité, les élèves noirs ont affiché les scores les plus élevés en matière de purges, de consommation de pilules ou de stéroïdes et d'hyperphagie, tandis que les élèves d'autres origines ethniques ou multiethniques, d'origine moyen-orientale et latino ont obtenu les scores les plus élevés, respectivement, en matière de préoccupations liées au poids, de modification des habitudes alimentaires et de crainte de prendre du poids. En revanche, les étudiants d'Asie de l'Est ont obtenu les scores les plus bas en matière de purges, de modification des habitudes alimentaires, d'hyperphagie et de peur de prendre du poids. Les élèves issus de foyers perçus comme moins aisés ont obtenu des scores moyens plus élevés pour tous les items que leurs camarades issus de foyers plus aisés. Par ailleurs, ce sont les adolescents en surpoids important qui ont obtenu les scores les plus élevés pour l'ensemble des items, suivis par ceux présentant un surpoids, tandis que les élèves en poids inférieur ont obtenu les scores les plus faibles.

Tableau 1. Moyennes (écarts-types) des éléments relatifs à l’alimentation perturbée chez les adolescents participant à l’année 10 (2021-2022) de l’étude COMPASS (n = 24 639)

Groupe	Élément 1 Préoccupations liées au poids Moyenne (écart-type)	Élément  2 Purge Moyenne (écart-type)	Élément  3 Consommation de pilules ou de stéroïdes Moyenne (écart-type)	Élément  4 Modification des habitudes alimentaires Moyenne (écart-type)	Élément  5 Hyperphagie Moyenne (écart-type)	Élément  6 Peur de prise de poids Moyenne (écart-type)
Échantillon analytique	1,45 (1,51)	0,22 (0,69)	0,13 (0,58)	1,39 (1,43)	0,65 (1,08)	1,26 (1,51)
Année
9e	1,37 (1,50)Note de bas de page ***	0,22 (0,70)	0,12 (0,56)Note de bas de page **	1,25 (1,40)Note de bas de page ***	0,60 (1,05)Note de bas de page ***	1,19 (1,48)Note de bas de page ***
10e	1,42 (1,51)	0,22 (0,67)	0,13 (0,56)	1,36 (1,42)	0,63 (1,06)	1,24 (1,51)
11e	1,50 (1,51)	0,23 (0,70)	0,14 (0,60)	1,50 (1,44)	0,71 (1,11)	1,31 (1,52)
12e	1,53 (1,52)	0,22 (0,69)	0,15 (0,62)	1,52 (1,44)	0,69 (1,10)	1,32 (1,52)
Données manquantes (n = 52, 0,2 %)	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.
Genre
Fille cisgenre	2,02 (1,51)Note de bas de page ***	0,30 (0,77)Note de bas de page ***	0,16 (0,60)Note de bas de page ***	1,62 (1,42)Note de bas de page ***	0,76 (1,12)Note de bas de page ***	1,79 (1,58)Note de bas de page ***
Garçon cisgenre	0,80 (1,21)	0,08 (0,42)	0,06 (0,42)	1,13 (1,38)	0,47 (0,94)	0,63 (1,12)
Jeune TGD	1,88 (1,57)	0,55 (1,10)	0,32 (0,92)	1,62 (1,53)	1,08 (1,35)	1,77 (1,63)
Données manquantes (n = 1 046, 4,3 %)	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.
Race et ethnicité
Blanc	1,47 (1,52)Note de bas de page ***	0,21 (0,65)Note de bas de page ***	0,11 (0,53)Note de bas de page ***	1,41 (1,44)Note de bas de page ***	0,64 (1,07)Note de bas de page ***	1,29 (1,53)Note de bas de page ***
Noir	1,28 (1,53)	0,35 (0,99)	0,31 (0,96)	1,41 (1,47)	0,76 (1,24)	1,14 (1,52)
Asiatique de l’Est	1,31 (1,43)	0,14 (0,55)	0,08 (0,40)	1,19 (1,33)	0,53 (0,96)	1,06 (1,40)
Asiatique du Sud	1,42 (1,49)	0,16 (0,56)	0,07 (0,39)	1,39 (1,40)	0,57 (1,01)	1,19 (1,43)
Asiatique du Sud-Est	1,47 (1,44)	0,17 (0,57)	0,10 (0,49)	1,33 (1,29)	0,73 (1,07)	1,27 (1,43)
Latino	1,52 (1,57)	0,21 (0,65)	0,15 (0,62)	1,55 (1,48)	0,68 (1,10)	1,36 (1,54)
Moyen-oriental	1,42 (1,51)	0,24 (0,75)	0,17 (0,66)	1,57 (1,48)	0,70 (1,10)	1,28 (1,51)
Autre/multiethnique	1,57 (1,52)	0,30 (0,81)	0,17 (0,66)	1,50 (1,45)	0,73 (1,14)	1,35 (1,53)
Données manquantes (n = 1 353, 5,5 %)	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.
Aisance familiale
Plus aisé	1,37 (1,50)Note de bas de page ***	0,20 (0,67)Note de bas de page ***	0,14 (0,61)Note de bas de page ***	1,43 (1,46)Note de bas de page ***	0,60 (1,06)Note de bas de page ***	1,17 (1,49)Note de bas de page ***
Aisé	1,42 (1,48)	0,20 (0,63)	0,10 (0,49)	1,33 (1,39)	0,62 (1,04)	1,23 (1,48)
Moins aisé	1,91 (1,63)	0,47 (1,02)	0,31 (0,92)	1,76 (1,51)	1,03 (1,31)	1,77 (1,66)
Données manquantes (n = 122, 0,5 %)	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.
Poids
Poids inférieur	0,51 (1,07)Note de bas de page ***	0,14 (0,56)Note de bas de page ***	0,07 (0,44)Note de bas de page ***	0,95 (1,30)Note de bas de page ***	0,39 (0,86)Note de bas de page ***	0,66 (1,22)Note de bas de page ***
Poids santé	1,27 (1,46)	0,17 (0,57)	0,08 (0,44)	1,39 (1,43)	0,57 (1,00)	1,14 (1,46)
Surpoids	1,88 (1,52)	0,25 (0,71)	0,13 (0,56)	1,80 (1,48)	0,77 (1,15)	1,49 (1,56)
Surpoids important	2,26 (1,49)	0,28 (0,79)	0,18 (0,65)	1,92 (1,45)	1,10 (1,30)	1,77 (1,59)
Données manquantes (n = 10 019, 40,7 %)	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.	n.d.

Classes latentes d'alimentation perturbée

Une série de modèles d'ACL comprenant entre une et six classes ont été ajustés afin de déterminer le nombre optimal de classes d'alimentation perturbée. Les statistiques d'ajustement primaires (tableau 2) ont initialement indiqué que le modèle à six classes offrait le meilleur ajustement, comme le confirment une baisse substantielle de la valeur G-carré du rapport de vraisemblance, les valeurs CIAc et CIBa les plus faibles, ainsi qu'une valeur p BLRT importante. Cependant, les indices d'ajustement secondaires (tableau 3) ont laissé entrevoir un risque de surajustement et des problèmes de convergence. Plus précisément, le modèle à six classes comprenait une classe ne représentant que 1 % de l'échantillon, présentait la plus faible proportion de valeurs de départ associées à la solution la mieux ajustée et nécessitait plus de 5 000 itérations pour converger. Compte tenu de ces préoccupations, le modèle à cinq classes a finalement été retenu comme étant la solution la plus parcimonieuse et la plus facile à interpréter.

Tableau 2. Indices d’ajustement primaires pour des modèles de classes latentes comprenant de une à six classes, portant sur l’alimentation perturbée chez les adolescents participant à l’année 10 (2021-2022) de l’étude COMPASS (n = 24 639)

No de classe	Rapport de vraisemblance G2	dl	CIAc	CIBa	Entropie	BLRT Valeur p
1	28 336,84	57	28 403,51	28 378,44	1,00	s.o.
2	3 485,63	50	3 630,08	3 575,77	0,79	0,002
3	1 101,68	43	1 323,92	1 240,36	0,73	0,002
4	460,32	36	760,35	647,54	0,70	0,002
5	122,51	29	500,32	358,27	0,69	0,002
6	26,28	22	481,88	310,58	0,71	0,01

Tableau 3. Indices d’ajustement secondaires pour des modèles de classes latentes comprenant entre une et six classes, portant sur l’alimentation perturbée chez les adolescents participant à l’année 10 (2021-2022) de l’étude COMPASS (n = 24 639)

No de classe	% de valeurs de départ associées au modèle le mieux ajusté	Nombre d’itérations au bout desquelles le modèle a convergé	Probabilités d’appartenance à une classe : estimations gamma
			1	2	3	4	5	6
1	100,00%	2	1,0000	s.o.	s.o.	s.o.	s.o.	s.o.
2	100,00%	58	0,4965	0,5035	s.o.	s.o.	s.o.	s.o.
3	92,00%	260	0,1556	0,4129	0,4315	s.o.	s.o.	s.o.
4	50,00%	723	0,3144	0,2287	0,1465	0,3104	s.o.	s.o.
5	62,00%	1346	0,0731	0,2574	0,3252	0,0371	0,3071	s.o.
6	26,00%	Le modèle n’a pas convergé après 5 000 itérations	0,2586	0,0110	0,3135	0,0369	0,0718	0,3081

La figure 1 présente les probabilités d'appartenance à une classe et les probabilités de réponse aux éléments pour chaque élément d'alimentation perturbée. Sur la base de ces probabilités, cinq profils d'alimentation perturbée ont été établis. La première classe, qui était aussi la plus importante (32,5 %), a été qualifiée d'« alimentation perturbée légère à inexistante » : elle se caractérise par de faibles probabilités de réponse (< 0,3) pour tous les éléments. La deuxième classe (30,7 %) a été qualifiée de « modification des habitudes alimentaires liée au poids », car les participants montraient une forte propension à modifier leurs habitudes alimentaires pour gérer leur poids ou leur silhouette ainsi qu'une préoccupation excessive liée au poids et la crainte de prendre du poids. La troisième classe (25,7 %) a été qualifiée d'« hyperphagie associée à des préoccupations liées au poids », les élèves présentant un comportement d'hyperphagie accompagné de préoccupations liées à leur poids. La quatrième classe (7,3 %) a été qualifiée d'« hyperphagie sans préoccupation liée au poids », car elle présentait les probabilités de réponse les plus élevées pour les éléments liés à l'hyperphagie sans pour autant que les participants ne manifestent de préoccupations vis-à-vis de leur poids ou de crainte de prendre du poids. La cinquième classe, la plus petite (3,7 %), a été qualifiée d'« alimentation perturbée complexe », les élèves présentant des probabilités élevées (> 0,8) pour tous les éléments relatifs à l'alimentation perturbée.

Figure 1 - Texte descriptif

Pensée ou comportement lié à l’alimentation perturbée	Alimentation perturbée légère ou inexistante (32,5 %)	Modification des habitudes alimentaires liée au poids (30,7 %)	Hyperphagie associée à des préoccupations liées au poids (25,7 %)	Hyperphagie sans préoccupation liée au poids (7,3 %)	Alimentation perturbée complexe (3,7 %)
Préoccupation liée au poids	0,1441	0,8933	0,9917	0,0844	0,9353
Purge	0,0051	0,0339	0,2891	0,0822	0,9735
Pilules ou stéroïdes	0,0037	0,0119	0,092	0,0677	0,9415
Modification des habitudes alimentaires	0,2105	0,7505	0,9809	0,674	0,9671
Hyperphagie	0,0362	0,2579	0,7281	0,6997	0,8202
Peur de prendre du poids	0,0667	0,6603	0,9863	0,2075	0,9668

Appartenance à une classe d'alimentation perturbée en fonction de facteurs sociodémographiques prédictifs

Le tableau 4 présente les associations entre l'appartenance à une classe d'alimentation perturbée et cinq caractéristiques sociodémographiques (niveau scolaire, sexe, race et ethnicité, aisance familiale et poids), chacune étant analysée séparément. Tous ces facteurs ont permis de prédire de manière importante l'appartenance à une classe d'alimentation perturbée globale, le sexe, l'aisance familiale et le poids présentant les associations les plus fortes. Plus précisément, les filles cisgenres présentaient un risque respectivement 4,74 fois plus élevé (IC à 95 % : 4,15 à 5,41) et 15,34 fois plus élevé (IC à 95 % : 12,54 à 18,77) d'appartenir aux classes « modification des habitudes alimentaires liée au poids » et « alimentation perturbée complexe », par rapport aux garçons cisgenres et à la classe « alimentation perturbée légère ou inexistante ». Les jeunes TGD présentaient un risque respectivement 8 fois plus élevé (IC à 95 % : 5,72 à 11,16) et 15 fois plus élevé (IC à 95 % : 11,83 à 20,08) d'appartenir aux classes « hyperphagie avec préoccupations liées au poids » et « alimentation perturbée complexe », par rapport aux mêmes catégories de référence. Les élèves issus de foyers moins aisés étaient plus susceptibles d'appartenir à la classe « hyperphagie associée à des préoccupations liées au poids » (RC = 2,46; IC à 95 % : 2,11 à 2,88), « hyperphagie sans préoccupation liée au poids » (RC = 2,82; IC à 95 % : 2,22 à 3,58) et « alimentation perturbée complexe » (RC = 5,48; IC à 95 % : 4,27 à 7,04), par rapport à leurs pairs aisés et à la classe de référence. De plus, les adolescents présentant un surpoids important présentaient un risque plus élevé d'appartenir à trois classes par rapport à leurs pairs ayant un poids santé et à la classe de référence : 3,58, 4,87 et 6,01 fois pour respectivement « modification des habitudes alimentaires liée au poids » (IC à 95 % : 2,65 à 4,82), « hyperphagie associée à des préoccupations liées au poids » (IC à 95 % : 3,70 à 6,41) et « alimentation perturbée complexe » (IC à 95 % : 3,69 à 9,79).

Il convient de noter que la classe « hyperphagie sans préoccupation liée au poids » présentait un profil sociodémographique distinct de celui des autres classes. Contrairement aux classes « préoccupation liée au poids » et « alimentation perturbée complexe », les filles cisgenres présentaient un risque moins élevé d'appartenir à cette classe (RC = 0,34; IC à 95 % : 0,16 à 0,71), et les adolescents présentant un poids inférieur présentaient un risque plus élevé d'en faire partie (RC = 1,26; IC à 95 % : 0,94 à 1,69). Ces tendances divergentes viennent renforcer l'interprétation selon laquelle cette classe correspond à un profil comportemental distinct plutôt qu'à une extension de la gravité des symptômes.

Tableau 4. Appartenance à une classe d’alimentation perturbée prédite par les caractéristiques sociodémographiques des élèves, parmi les adolescents participant à l’année 10 (2021-2022) de l’étude COMPASS

Mesures	Classe d’alimentation perturbée								p
	2 Modification des habitudes alimentaires liée au poids		3 Hyperphagie associée à des préoccupations liées au poids		4 Hyperphagie sans préoccupation liée au poids		5 Alimentation perturbée complexe
	RC	IC à 95 %	RC	IC à 95 %	RC	IC à 95 %	RC	IC à 95 %
Année
9e (réf.)	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.
10e	1,02	(0,91 à  1,15)	1,21	(1,05 à 1,39)	1,20	(0,94 à 1,53)	1,18	(0,95 à 1,47)	Note de bas de page *
11e	1,22	(1,06 à 1,41)	1,60	(1,40 à 1,82)	1,65	(1,32 à 2,06)	1,35	(1,06 à 1,73)	Note de bas de page ***
12e	1,24	(1,08 à 1,43)	1,58	(1,35 à 1,86)	1,49	(1,12 à 2,00)	1,44	(1,12 à 1,86)	Note de bas de page ***
Données manquantes (n = 52, 0,2 %)	1,17	(0,57 à 2,39)	1,68	(0,77 à 3,68)	1,28	(0,14 à 11,42)	4,35	(1,22 à 15,58)
Genre
Garçon cisgenre (réf.)	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.
Fille cisgenre	4,74	(4,15 à 5,41)	0,84	(0,50 à 1,40)	0,34	(0,16 à 0,71)	15,34	(12,54 à 18,77)	Note de bas de page ***
Jeune TGD	2,77	(2,19 à 3,51)	7,99	(5,72 à 11,16)	0,31	(0,17 à 0,57)	15,41	(11,83 à 20,08)	Note de bas de page ***
Données manquantes (n = 1 046, 4,3 %)	1,62	(1,34 à 1,97)	7,75	(5,43 à 11,05)	0,43	(0,26 à 0,70)	10,25	(7,96 à 13,20)	Note de bas de page ***
Race et ethnicité
Blanc (réf.)	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.
Noir	0,81	(0,63 à 1,04)	0,62	(0,46 à 0,83)	1,93	(1,37 à 2,73)	2,14	(1,58 à 2,89)	Note de bas de page ***
Asiatique de l’Est	1,07	(0,95 à 1,22)	0,74	(0,62 à 0,89)	0,86	(0,62 à 1,19)	0,55	(0,38 à 0,81)	Note de bas de page ***
Asiatique du Sud	1,42	(1,12 à 1,80)	1,04	(0,79 à 1,35)	1,44	(0,87 à 2,39)	0,66	(0,41 à 1,08)	Note de bas de page **
Asiatique du Sud-Est	1,73	(1,42 à 2,10)	1,90	(1,47 à 2,45)	2,47	(1,66 à 3,69)	0,86	(0,54 à 1,38)	Note de bas de page ***
Latino	1,38	(1,06 à 1,80)	1,24	(0,95 à 1,63)	2,25	(1,54 à 3,30)	1,71	(1,06 à 2,78)	Note de bas de page ***
Moyen-oriental	1,22	(0,88 à 1,70)	1,23	(0,90 à 1,68)	2,67	(1,74 à 4,12)	1,62	(1,04 à 2,54)	Note de bas de page ***
Autre/multiethnique	1,28	(1,10 à 1,48)	1,27	(1,12 à 1,45)	1,54	(1,14 à 2,08)	2,04	(1,65 à 2,52)	Note de bas de page ***
Données manquantes (n = 1 353, 5,5 %)	0,74	(0,60 à 0,91)	0,54	(0,43 à 0,68)	1,03	(0,66 à 1,61)	1,44	(1,10 à 1,89)	Note de bas de page ***
Aisance familiale
Aisé (réf.)	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.
Plus aisé	0,83	(0,76 à 0,91)	0,84	(0,76 à 0,93)	1,09	(0,91 à 1,30)	1,03	(0,82 à 1,28)	Note de bas de page ***
Moins aisé	1,20	(0,96 à 1,50)	2,46	(2,11 à 2,88)	2,82	(2,22 à 3,58)	5,48	(4,27 à 7,04)	Note de bas de page ***
Données manquantes (n = 122, 0,5 %)	0,48	(0,26 à 0,88)	0,21	(0,08 à 0,55)	0,53	(0,18 à 1,54)	0,95	(0,36 à 2,47)	Note de bas de page ***
Poids
Poids santé (réf.)	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.	réf.
Poids inférieur	0,35	(0,22 à 0,55)	0,20	(0,11 à 0,36)	1,26	(0,94 à 1,69)	0,57	(0,25 à 1,30)	Note de bas de page ***
Surpoids	2,31	(1,92 à 2,79)	2,47	(2,03 à 3,00)	0,71	(0,49 à 1,03)	2,95	(2,04 à 4,25)	Note de bas de page ***
Surpoids important	3,58	(2,65 à 4,82)	4,87	(3,70 à 6,41)	0,43	(0,23 à 0,79)	6,01	(3,69 à 9,79)	Note de bas de page ***
Données manquantes (n = 10 019, 40,7 %)	0,87	(0,78 à 0,97)	0,94	(0,83 à 1,06)	0,36	(0,31 à 0,43)	2,24	(1,85 à 2,70)	Note de bas de page ***

Analyse

Cette étude a permis d'établir cinq profils de pensées et de comportements liés à l'alimentation perturbée chez les élèves du secondaire canadiens et d'analyser leurs liens avec les caractéristiques sociodémographiques. À l'aide de l'ACV, nous avons établi cinq classes : alimentation perturbée légère ou inexistante, modification des habitudes alimentaires liée au poids, hyperphagie avec préoccupations liées au poids, hyperphagie sans préoccupation liée au poids et alimentation perturbée complexe. Nous avons constaté des différences notables dans l'appartenance à une classe entre les différents groupes sociodémographiques. Notamment, les filles cisgenres et les jeunes TGD, les adolescents issus de foyers moins aisés ainsi que ceux présentant un surpoids important étaient plus susceptibles d'appartenir à des groupes caractérisés par une manifestation plus marquée des symptômes et par des comportements multiples. Ces résultats mettent en évidence la diversité des expériences d'alimentation perturbée chez les jeunes et soulignent l'importance de prendre en compte les facteurs socioculturels et contextuels lors de l'interprétation des schémas d'alimentation perturbée. Ils soulignent également la nécessité de mener des recherches longitudinales afin d'étudier les trajectoires de développement et d'élaborer des stratégies de prévention et d'intervention précoce adaptées.

Les cinq classes de profils d'alimentation perturbée correspondent globalement aux résultats de recherches internationales antérieures, qui établissent systématiquement des profils multiples et hiérarchisés allant de symptômes à faible risque à des symptômes complexes^{Note de bas de page 11Note de bas de page 12Note de bas de page 13Note de bas de page 14Note 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 20}. Cette convergence suggère que les dimensions symptomatiques fondamentales, telles que les préoccupations liées au poids et à la silhouette, l'hyperphagie et les comportements compensatoires, pourraient refléter des processus sous-jacents communs à tous les contextes culturels. En conséquence, les mesures de prévention ciblant les facteurs de risque communs, notamment l'insatisfaction vis-à-vis de son corps et les comportements malsains en matière de contrôle du poids, pourraient présenter un intérêt au niveau international. Cependant, certaines différences sont apparues. Des études européennes ont établi des sous-types plus nuancés, fondés sur le degré de restriction alimentaire ou la gravité des symptômes^{Note de bas de page 14Note de bas de page 15}, tandis que des études menées aux États-Unis et au Royaume-Uni ont mis en évidence des sous-types liés au genre ou à la musculature, en particulier chez les hommes^{Note de bas de page 12Note de bas de page 16}. Le profil canadien met quant à lui l'accent sur des classes combinant la préoccupation liée au poids et les symptômes comportementaux. Certaines de ces variations peuvent s'expliquer par des différences méthodologiques. Par exemple, des études antérieures ont inclus des éléments évaluant les préoccupations liées à la musculature ou ont réalisé des ACL réparties par sexe^{Note de bas de page 12Note de bas de page 16}, ce qui est susceptible de faciliter l'identification de schémas d'alimentation perturbée propres à chaque sexe. Par conséquent, les différences entre les études reflètent probablement à la fois des facteurs méthodologiques et d'éventuelles variations socioculturelles dans la manifestation de l'alimentation perturbée selon les populations.

Parmi les cinq facteurs sociodémographiques, le sexe, l'aisance familiale et le poids ont montré les liens les plus étroits avec l'appartenance à une classe d'alimentation perturbée. Il est important de noter que ces associations variaient selon des profils particuliers d'alimentation perturbée et ne correspondent pas à une simple distinction entre alimentation perturbée et absence d'alimentation perturbée. Les filles cisgenres étaient plus susceptibles que les garçons cisgenres d'appartenir à des groupes caractérisés par des préoccupations liées au poids, de l'hyperphagie et une alimentation perturbée à manifestations multiples, ce qui corrobore les résultats de recherches antérieures^{Note de bas de page 14Note de bas de page 16Note de bas de page 18}. Ces schémas propres au genre reflètent probablement des normes socioculturelles mettant l'accent sur la minceur chez les filles et la musculature chez les garçons^{Note de bas de page 44}, ce qui peut entraîner des comportements tels que les régimes ou les purges chez les filles et la pratique excessive d'exercice physique ou la consommation de compléments alimentaires chez les garçons^{Note de bas de page 44}. Ces résultats soulignent la nécessité de mettre en place des mesures de prévention tenant compte des spécificités de genre, s'attaquant aux pressions liées à l'apparence physique et promouvant des idéaux corporels inclusifs.

La prise en compte des jeunes TGD enrichit la littérature en démontrant que ces adolescents courent un risque encore plus élevé d'appartenir à la classe d'alimentation perturbée complexe que les filles cisgenres. Les jeunes TGD sont susceptibles d'être confrontés à des facteurs de stress particuliers liés à l'incohérence de genre, en particulier lorsque leurs caractéristiques physiques sont en contradiction avec leur identité de genre^{Note de bas de page 45}. Cette situation risque de contribuer à une détresse psychologique et à l'adoption de comportements d'alimentation perturbée visant à modifier ou à masquer les caractères sexuels secondaires^{Note de bas de page 45}. Par exemple, les jeunes transféminines peuvent restreindre leur alimentation pour se conformer aux idéaux féminins, tandis que les jeunes transmasculins peuvent pratiquer une activité physique intensive ou prendre des compléments alimentaires pour répondre aux normes masculines^{Note de bas de page 46}. Les jeunes non binaires peuvent adopter des comportements alimentaires restrictifs ou des pratiques de purge visant à réduire les traits liés au genre^{Note de bas de page 46}. Ces résultats soulignent l'importance de stratégies de prévention adaptées et affirmant le genre pour les populations TGD.

Au-delà des disparités liées au genre, des disparités socio-économiques et liées au poids sont également manifestes. Les adolescents qui percevaient leur foyer comme moins aisé étaient plus susceptibles d'appartenir à des groupes caractérisés par de l'hyperphagie et de multiples comportements liés à l'alimentation perturbée. Le fait de percevoir son statut socio-économique comme inférieur pourrait accroître la vulnérabilité à l'alimentation perturbée, en raison des pressions liées à l'acceptation sociale et aux normes corporelles idéalisées, ce qui corrobore les résultats de recherches antérieures^{Note de bas de page 29Note de bas de page 47}. L'insécurité alimentaire des ménages peut contribuer davantage à cette relation en créant des cycles de restriction alimentaire et de suralimentation, perturbant la régulation de l'appétit et augmentant le risque d'hyperphagie^{Note de bas de page 48}. Ces résultats soulignent l'importance de prendre en compte des facteurs structurels et économiques plus larges dans la prévention de l'alimentation perturbée.

Nos résultats ont également révélé que les adolescents présentant un surpoids important étaient les plus exposés au risque d'appartenir à la classe d'alimentation perturbée complexe. Cela concorde avec les données de plus en plus nombreuses indiquant que les jeunes en surpoids important sont exposés à un risque accru d'alimentation perturbée^{Note de bas de page 49}, remettant en cause les hypothèses de longue date selon lesquelles l'alimentation perturbée et les troubles alimentaires touchent principalement les personnes minces ou de poids inférieur^{Note de bas de page 50}. Ces idées fausses peuvent contribuer à un sous-diagnostic d'alimentation perturbée chez les adolescents en surpoids important. Les jeunes en surpoids important sont plus souvent victimes de moqueries et de harcèlement de la part de leurs pairs et des membres de leur famille que leurs homologues ayant un poids santé^{Note de bas de page 49}. Les expériences de stigmatisation et de discrimination liées au poids peuvent, à leur tour, exacerber l'insatisfaction corporelle et favoriser des comportements alimentaires inadaptés^{Note de bas de page 49}. Ces résultats soulignent la nécessité de mettre en place des stratégies de prévention visant à lutter contre la stigmatisation liée au poids et à améliorer la reconnaissance de l'alimentation perturbée chez les personnes de toutes corpulences.

Points forts et limites

Cette étude présente plusieurs points forts. Tout d'abord, il s'agit de l'une des plus vastes études sur les schémas d'alimentation perturbée chez les adolescents canadiens, avec plus de 24 000 participants issus de trois provinces, ce qui permet un établissement fiable des classes latentes et la prise en compte de groupes en quête d'équité, tels que les jeunes TGD et les jeunes issus de la diversité ethnique. D'autre part, le recours à l'ACV a permis d'adopter une approche centrée sur la personne afin de rendre compte de l'hétérogénéité des schémas d'alimentation perturbée. Ensuite, l'intégration d'une échelle d'alimentation perturbée succincte, élaborée avec la participation des jeunes et dont l'invariance de mesure a été démontrée entre les sous-groupes, renforce la rigueur méthodologique.

Il convient de reconnaître plusieurs limites. Tout d'abord, toutes les mesures reposaient sur des déclarations des participants, ce qui introduisait un risque de biais lié à la mémoire et à la désirabilité sociale, en particulier pour les comportements sensibles (purges ou utilisation de laxatifs). Ensuite, l'échelle d'alimentation perturbée adaptée combinait des éléments provenant de plusieurs instruments, chacun présentant des limites connues chez les populations adolescentes (par exemple, des outils de dépistage succincts, des comportements compensatoires à faible prévalence et l'absence de contenu lié au trouble d'alimentation sélective ou d'évitement), ce qui peut limiter la possibilité d'interprétation clinique des classes latentes d'alimentation perturbée tout en permettant néanmoins l'identification de profils de symptômes au niveau de la population. Également, les données manquantes, notamment celles concernant le poids, ont pu influencer les résultats, même si les réponses manquantes ont été classées dans une catégorie distincte. L'échantillon se limitait également aux établissements scolaires de trois provinces et à ceux autorisant le consentement passif, ce qui pourrait avoir une incidence sur la généralisation des résultats. Enfin, des analyses de régression ont été réalisées séparément pour chaque variable prédictive en raison du caractère fragmentaire des données par sous-groupe, limitant l'évaluation des interactions ou des effets cumulatifs.

Conclusion

Cette étude a établi cinq profils distincts d'alimentation perturbée chez les adolescents canadiens, révélant des disparités considérables dans l'appartenance à ces classes d'alimentation perturbée selon le sexe, l'aisance familiale et le poids. Les filles cisgenres et les jeunes TGD, les jeunes issus de foyers moins aisés et ceux présentant un surpoids important présentaient un risque accru de développer des symptômes d'alimentation perturbée complexe. Ces résultats soulignent la nécessité de mettre en place des interventions de santé publique tenant compte des spécificités de genre et axées sur l'équité, afin de lutter contre les pressions socioculturelles, les difficultés économiques et la stigmatisation liée au poids. Il convient de mener des études longitudinales afin de mieux comprendre les mécanismes de développement et d'orienter les efforts de prévention ciblés auprès de diverses populations d'adolescents.

Remerciements

Les auteurs tiennent à remercier les établissements scolaires, les conseils scolaires et les élèves qui ont participé à l'étude COMPASS, ainsi que tous les membres de l'équipe COMPASS, le personnel, les partenaires et les membres du comité de participation des jeunes. Il faut une équipe importante, de nombreux collaborateurs et, surtout, la participation des élèves et des établissements scolaires eux-mêmes pour que cette étude puisse voir le jour.

Financement

L'étude COMPASS a été financée par une subvention transitoire de l'Institut de la nutrition, du métabolisme et du diabète des Instituts de recherche en santé du Canada (IRSC) au moyen des subventions prioritaires « Obésité – Interventions pour prévenir ou traiter » (OOP-110788; attribuées à STL); une subvention de fonctionnement de l'Institut de la santé publique et des populations (ISPP) des IRSC (POG-114875; attribuée à STL); une subvention de projet des IRSC (PJT-148562; attribuée à STL); une subvention transitoire des IRSC (PJT-149092; attribuée à KAP/STL); une subvention de projet des IRSC (PJT-159693; attribuée à KAP); une entente de financement de la recherche avec Santé Canada (n° 1617-HQ-000012; contrat attribué à STL), une subvention d'équipe du Centre canadien sur les dépendances et l'usage des substances des IRSC (OF7 B1-PCPEGT 410-10-9633; attribuée à STL); et une subvention de projet de l'ISPP des IRSC (PJT-180262; attribuée à STL et KAP). Une subvention pour nouveaux chercheurs de la Fondation SickKids, en partenariat avec l'Institut du développement et de la santé des enfants et des adolescents (IDSEA) des IRSC (subvention n^o NI21-1193; attribuée à KAP) finance une étude utilisant des méthodologies multiples visant à étudier l'incidence de la pandémie de COVID-19 sur la santé mentale des jeunes, tandis qu'une subvention de fonctionnement des IRSC (UIP 178846, attribuée à KAP) finance l'analyse de l'incidence de la COVID-19 sur les comportements liés à la santé à partir des données COMPASS. Le projet COMPASS-Québec bénéficie également du financement du ministère de la Santé et des Services sociaux de la province du Québec et de la Direction régionale de santé publique du CIUSSS de la Capitale-Nationale.

KAP est titulaire de la Chaire de recherche du Canada de niveau II sur l'équité et l'inclusion en santé des enfants.

Conflits d'intérêts

Les auteurs déclarent n'avoir aucun conflit d'intérêts.

Approbation éthique

Cette étude a reçu l'autorisation du comité d'éthique de l'Université Brock (REB n^o 23-280). L'étude COMPASS, en tant qu'étude principale, a obtenu l'autorisation éthique de l'Université de Waterloo (ORE n^o 30118), de l'Université Brock (REB n^o 18-099; 23-087), du CIUSSS de la Capitale-Nationale-Université Laval (MP-13-2017-1264) et des conseils scolaires participants.

Consentement à la participation

Tous les élèves ont obtenu l'autorisation de leurs parents ou tuteurs pour participer à l'étude. Les élèves des établissements participants ont été invités à prendre part à l'étude selon des protocoles d'accord parental par consentement par défaut avec clause de retrait. Les parents ont été informés de l'étude et pouvaient retirer leur enfant en contactant l'équipe chargée de l'étude. Les élèves dont les parents n'avaient pas demandé le retrait de l'étude ont été considérés comme admissibles pour y participer. Dans le cadre des protocoles par consentement par défaut, le consentement éclairé des parents est présumé pour tous les élèves dont les parents n'ont pas contacté le personnel de COMPASS pour retirer leur enfant de l'étude, ce qui concernait l'ensemble des élèves participants.

Disponibilité des données et du matériel

Les données de l'étude COMPASS sont disponibles sur demande après avoir rempli et validé un formulaire en ligne. Les ensembles de données utilisés dans le cadre de cette étude peuvent être obtenus auprès de l'auteur-ressource sur simple demande.

Contributions des auteurs et avis

• LZ : conception, analyse formelle, rédaction de la première version du manuscrit.
• KB : supervision, relectures et corrections.
• WP : supervision, relectures et corrections.
• JL : supervision, relectures et corrections.
• STL : acquisition de financement, administration du projet, ressources, relectures et corrections.
• KAP : conception, supervision, acquisition de financement, administration du projet, relectures et corrections.

Le contenu et les points de vue exprimés dans cet article sont ceux des auteurs et ne reflètent pas nécessairement la position officielle du gouvernement du Canada.

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