Tendances selon le sexe - Une enquête nationale sur la consommation d'alcool et d'autres drogues par les Canadiens - Enquête sur les toxicomanies au Canada (ETC)

Chapitre 2 - Conception et méthodologie de la recherche

Enquête sur les toxicomanies au Canada 2004

L'Enquête sur les toxicomanies au Canada (ETC) 2004 est à ce jour l'une des enquêtes téléphoniques les plus complètes jamais réalisées sur la consommation d'alcool et de drogues illicites au Canada. Pour mesurer le comportement de plus 24 214 815 Canadiens, l'ETC a interrogé plus de 13 909 répondants âgés de 15 ans et plus, dont 8 188 femmes et 5 721 hommes. L'ETC comptait plus de 400 questions uniques, généralement tirées d'enquêtes nationales précédentes et d'échelles reconnues internationalement. La durée médiane des interviews était de 23 minutes. La plupart (80 %) ont été réalisées en 30 minutes. Le taux de réponse à l'ETC a été de 47 %.

L'ETC est une initiative menée en collaboration et parrainée par Santé Canada, le Conseil exécutif canadien sur les toxicomanies (CECT) et les provinces de la Nouvelle-Écosse, du Nouveau Brunswick et de la Colombie-Britannique. Le CECT comprend le Centre canadien de lutte contre l'alcoolisme et les toxicomanies (CCLAT), l'Alberta Alcohol and Drug Abuse Commission (AADAC), la Fondation manitobaine de lutte contre les dépendances (AFM), le Centre de toxicomanie et de santé mentale (CAMH), la Prince Edward Island Provincial Health Authority et la Fondation Kaiser - le Centre for Addictions Research de la C.-B. (CARBC).

Plan de sondage

Le plan et les méthodes de sondage sont décrits dans le rapport détaillé de l'ETC (Adlaf, Begin et Sawka, 2005) et dans le document intitulé Enquête 2004 sur les toxicomanies au Canada : Cyberguide technique (CCLAT, 2004), qui peuvent être consultés sur le site Web du CCLAT (www.ccsa.ca). Ci-dessous figure un résumé de la méthode d'enquête pertinente pour le présent rapport.

L'ETC repose sur un plan de sondage utilisant un échantillon aléatoire à deux degrés (ménages possédant un téléphone, puis répondants) regroupé selon les régions. Au premier degré, les ménages ont été sélectionnés au hasard à l'aide d'un dispositif de composition aléatoire et, au second degré, un membre du ménage a été choisi au hasard parmi tous les membres remplissant les conditions requises. La base de sondage reposait sur un inventaire électronique (Statplus) de tous les numéros de téléphone et indicatifs de central actifs au Canada. Les interviews téléphoniques ont été réalisées en anglais et en français à l'aide d'un système d'interviews téléphoniques assistées par ordinateur (ITAO) entre le 16 et le 23 décembre 2003, et entre le 9 janvier et le 19 avril 2004. L'ETC a été administrée par Jolicoeur et associés, cabinet spécialisé en recherches, qui a été chargé de l'échantillonnage, des interviews téléphoniques et de la préparation du fichier initial de microdonnées.

Les répondants ont été divisés en trois sous groupes afin de réduire la durée des interviews et d'encourager la participation. Chacun des trois sous-groupes était composé d'environ 4 600 répondants (4 612, 4 639 et 4 658, respectivement). La plupart des questions présentées dans le présent rapport, comme celles sur les indicateurs de consommation d'alcool et de drogues illicites et celles sur les méfaits liés à l'alcool et aux drogues, ont été posées aux 13 909 répondants. Certaines questions sur l'opinion et l'attitude du public ont été réparties entre les sous-groupes. D'autres rapports complémentaires reposant sur les données de l'ETC proposent plus de détails sur les opinions, les attitudes et les connaissances du public (Racine, Flight et Sawka, sous presse) et sur la consommation des jeunes de 15 à 24 ans (Flight, sous presse). Le tableau 2.1 présente les catégories démographiques selon le sexe des répondants interrogés lors de l'ETC. Le tableau 2.2 présente les catégories sociodémographiques selon chaque sous-groupe et selon le sexe.

Pondération et effet du plan de sondage

Les données de l'ETC ont été ajustées de manière à pouvoir se comparer de façon avantageuse aux données du recensement concernant le sexe, l'âge et la province de résidence. Les facteurs de pondération de l'échantillon de l'ETC se fondent sur 252 classes de population, réparties selon 21 strates régionales, six groupes d'âge et selon le sexe des répondants. Étant donné que l'ETC utilise des procédures d'échantillonnage complexes, comme la stratification, la pondération et la sélection à plusieurs degrés, elle peut, comme tous les plans de sondage complexes, sous estimer la variance et les intervalles de confiance des estimations par rapport à un plan d'échantillonnage aléatoire simple. L'effet du plan de sondage se définit comme le rapport entre la variance d'une estimation provenant du plan de sondage particulier et la variance de la même estimation provenant d'un plan d'échantillonnage aléatoire simple de même taille. En raison de la sélection à deux degrés et des taux d'échantillonnage disproportionnés par rapport aux répartitions provinciales, l'effet du plan de sondage de l'ETC est, en moyenne, de 3,4, ce qui signifie que les erreurs d'échantillonnage sont trois fois plus nombreuses que pour un plan utilisant un échantillon aléatoire simple. Les estimations de variances, d'intervalles de confiance et de tout autre test statistique sont fondées sur les méthodes de la série de Taylor mises en oeuvre dans Stata (Korn et Graubard, 1999; StataCorp, 2003), le logiciel de statistiques utilisé pour tenir compte du plan de sondage et de ses effets.

Précision et stabilité

La qualité statistique des données d'enquête revêt deux aspects : la précision, généralement mesurée par un intervalle de confiance de 95 %, et la stabilité, habituellement mesurée par le coefficient de variation (CV), qui se définit comme le coefficient d'erreur-type de cette estimation. Le présent rapport respecte les lignes directrices de Statistique Canada sur la présentation de données statistiques fiables. Les estimations sont évaluées de la manière suivante :

Étendue du CV	Stabilité de l'estimation
0-16,5	Estimation stable et communicable
16,6-33,3	Estimation ayant une certaine variabilité d'échantillonnage; à interpréter avec prudence
33,3+	Estimation instable, à supprimer

De plus, ces estimations ont également été supprimées lorsque la taille de la cellule correspondante était inférieure à 30.

Principales variables indépendantes

Les variables indépendantes suivantes (catégories socio-démographiques) sont utilisées dans les divers chapitres du présent document. Les variables des résultats (variables dépendantes), comme les indicateurs de consommation d'alcool et de drogues illicites, sont décrites au début de chaque chapitre.

Mesure	Catégories
Âge	Si possible, 9 catégories : 15-17; 18-19; 20- 24; 25-34; 35-44; 45-54; 55-64; 65-74; 75 et plus. Afin d'assurer la fiabilité des estimations, certains tableaux ont regroupé des groupes d'âge. Par exemple, les 15-17 ans et les 18-19 ans ont été regroupés pour former le groupe des 15-19 ans et les 65-74 ans et les 75 et plus ont été regroupés pour former le groupe des 65 et plus.
Province	Dix provinces : Terre-Neuve-et-Labrador; Île-du- Prince-Édouard; Nouvelle-Écosse; Nouveau-Brunswick; Québec; Ontario; Manitoba; Saskatchewan; Alberta; Colombie-Britannique. Dans plusieurs cas, cinq régions ont été utilisées afin d'assurer la fiabilité des estimations : Atlantique; Ontario; Québec; Prairies; Colombie-Britannique.
État	Mariage/union de fait; Anciennement matrimonial marié(e) (veuf(ve)/divorcé(e)/séparé(e)); Célibataire/jamais marié(e).
Niveau de scolarité	Études secondaires non terminées; études secondaires; certaines études postsecondaires; diplôme universitaire.
Revenu du ménage	Le caractère adéquat du revenu du ménage est déterminé en combinant celui-ci et le nombre de personnes dans la maison : Faible : (moins de 20 000 $ pour une à quatre personnes ou moins de 30 000 $ pour cinq personnes ou plus). Élevé : (plus de 60 000 $ pour une ou deux personnes ou plus de 80 000 $ pour trois personnes ou plus). Pas de réponse : aucun revenu rapporté. Moyen : tous les autres répondants.
Lieu de résidence	Région rurale et région non rurale. La région rurale est définie par la présence du chiffre zéro comme deuxième caractère du code postal du répondant.

Description de l'analyse

Les tableaux croisés (Khi-carré de Pearson) et l'analyse multivariée (régression logistique) ont été utilisés afin d'examiner les réponses aux principales questions pour chaque catégorie démographique du tableau 2.1. Les tableaux croisés ont été utilisés pour évaluer les pourcentages estimatifs, comme la proportion des consommateurs d'alcool de 18 à 19 ans ou de 20 à 24 ans ayant généralement consommé cinq verres ou plus par occasion au cours des 12 derniers mois (39 % contre 33 %, respectivement). Dans l'analyse univariée, on considère qu'une catégorie démographique a une incidence sur une réponse ou varie avec elle (variable des résultats) au niveau de confiance de 95 %. Dans l'exemple ci-dessus, si la catégorie de l'âge était significative, on pourrait examiner pour quel groupe d'âge des différences existent et on pourrait conclure que les jeunes de 18 à 19 ans consomment significativement plus d'alcool que ceux de 20 à 24 ans.

Lorsque la taille de la cellule était suffisante, l'analyse multivariée a été utilisée pour étudier l'effet d'une catégorie démographique particulière sur la variable dépendante, tout en tenant compte des effets possibles de toutes les autres catégories démographiques du tableau. L'analyse multivariée utilisée était une régression logistique, terme provenant de l'utilisation de « logit » ou de cotes transformées. Un rapport de cotes décrit la probabilité d'un évènement. Un rapport de cotes supérieur à un indique une probabilité plus élevée que la moyenne (un évènement a plus de « chances » de se produire) et un rapport de cotes inférieur à un indique une probabilité inférieure à la moyenne (un événement a moins de « chances » de se produire). Lorsque la valeur du rapport de cotes est supérieure à un, plus le nombre est grand, plus l'événement est probable. L'inverse est vrai lorsque la valeur du rapport de cotes est inférieure à un : plus le nombre est petit, moins l'événement est probable.

Dans une régression logistique, les valeurs du rapport de cotes sont ajustées pour tenir compte de toutes les autres variables de la régression. Par exemple, lorsque l'on examine l'effet de l'état matrimonial sur une forte consommation d'alcool (définie comme une consommation de quatre verres ou plus par occasion chez les femmes et cinq verres ou plus par occasion chez les hommes), l'âge, le revenu du ménage, le niveau de scolarité et le lieu de résidence sont considérés comme constants. Cela signifie que les femmes (ou les hommes) appartenant à des catégories démographiques similaires sont comparés ensemble et qu'une évaluation générale de chaque catégorie est réalisée. Dans le présent rapport, si une catégorie démographique était significative au niveau de confiance de 95 % dans une régression logistique, on considérait qu'elle variait avec le résultat ou permettait de prévoir celui-ci tout en tenant compte des effets de toutes les autres catégories démographiques. Dans le cas contraire, on ne pouvait pas confirmer si la catégorie démographique particulière avait un effet sur le résultat.

Dès confirmation du caractère significatif d'une catégorie démographique (test F), le rapport de cotes ajusté était utilisé pour évaluer la contribution d'une catégorie démographique particulière (par rapport à une autre catégorie) tout en procédant aux ajustements requis pour tenir compte de toutes les autres catégories. Par exemple, un rapport de cotes ajusté de 4,0 pour les femmes de 18 à 19 ans signifierait que celles-ci sont quatre fois plus susceptibles que leur groupe témoin (femmes de 15 à 17 ans) de présenter un résultat particulier lorsqu'un ajustement est effectué pour tenir compte de toutes les autres catégories démographiques évaluées par la régression (province, état matrimonial, niveau de scolarité, revenu du ménage et le lieu de résidence). Il est important de noter qu'un risque relatif de 4,0 signifie qu'un niveau de la variable indépendante est quatre fois plus probable qu'un autre niveau. Cependant, les pourcentages correspondants pourraient ne pas refléter cette différence.

Dans le présent rapport, les tableaux figurant à la fin de chaque chapitre présentent les résultats des tests de signification pour les analyses univariée et multivariée. Les astérisques (*) reflètent le niveau de signification, et NS indique qu'un test particulier n'était pas statistiquement significatif. Dans la colonne « Rapport de cotes » (RC), les astérisques et NS correspondent au test de signification pour la régression logistique (analyse multivariée) et dans les colonnes « Pourcentage » (%) et « Intervalle de confiance » (IC), ils correspondent au test de signification pour l'analyse univariée (Khi-carré). Étant donné que l'analyse multivariée est la plus complète des deux, seuls les résultats de la régression logistique multivariée sont examinés dans le présent rapport. Une exception à cette règle est faite pour les résultats particuliers pour lesquels nous avons jugé nécessaire de présenter le point de vue univarié. Dans ce cas, ce fait sera clairement expliqué au lecteur.

Limites des données

Les limites de l'ETC sont celles qui sont communes à l'ensemble des enquêtes téléphoniques de grande envergure comportant des mesures fondées sur l'autodéclaration (Adlaf, Begin et Sawka, 2005). De telles enquêtes tendent à surreprésenter les répondants les plus instruits et à sous représenter les moins instruits. Comme le thème de l'ETC est délicat - demander à des personnes de déclarer des comportements qui sont parfois répréhensibles voire illégaux - une certaine sous-déclaration est attendue. L'examen des méthodes d'autodéclaration pour la consommation d'alcool et de drogues suggère que les enquêtes téléphoniques sont toujours considérées comme les meilleurs moyens disponibles pour évaluer ces comportements (Harrison et Hughes, 1997). Les enquêtes téléphoniques sont particulièrement valides si les répondants : 1) ont confiance dans le fait que leurs réponses resteront confidentielles et anonymes, 2) sont convaincus que la recherche est légitime, et 3) sont convaincus qu'il n'y a pas de conséquence négative à déclarer certains comportements.

Les enquêtes téléphoniques supposent que les ménages de la population cible habitent un logement doté d'une ligne téléphonique. Or, certains ménages canadiens en sont encore dépourvus et d'autres n'ont pu être joints parce qu'ils étaient hospitalisés, incarcérés, en service militaire ou sans domicile fixe. Cependant, la part des populations exclues est relativement faible et devrait avoir une incidence minimale sur les estimations de la prévalence pour les Canadiennes et les Canadiens. Le Canada dispose d'un fort taux de couverture téléphonique, qui dépasse les 97 % (Trewin et Lee, 1988).

De façon plus générale, il existe des limites inhérentes aux questions posées. Par exemple, les questions relatives aux médicaments sur ordonnance ne mentionnaient pas spécifiquement et ne distinguaient pas l'abus de tranquillisants, catégorie de médicaments plus communément prescrits aux femmes qu'aux hommes (Therapeutics Initiative, 2004). De même, les questions de l'ASSIST (Alcohol, Smoking, and Substance Involvement Screening Test), sur les problèmes associés à l'alcool et aux drogues illicites, couvrent les aspects liés à la santé ainsi que les aspects sociaux, juridiques et financiers, mais pas les aspects parentaux ou familiaux, ce qui empêche peut-être de saisir correctement les problèmes rencontrés par les femmes. Dans les questions relatives aux influences sur la consommation de substances, l'influence du ou de la partenaire n'a pas été explorée de manière spécifique. Dans les questions sur les effets néfastes de la consommation d'alcool ou de drogues par le ou la partenaire, les violences sexuelles, verbales et physiques n'ont pas été citées. Dans les questions sur les effets néfastes d'une telle consommation, les effets sur le rôle parental, la santé mentale ou le comportement sexuel n'ont pas été inclus. Ces omissions empêchent d'acquérir une connaissance plus détaillée des différences entre les sexes en ce qui concerne la consommation d'alcool et de drogues, et indiquent les domaines à améliorer pour les prochaines enquêtes.

• Tableau 2.1 Catégories démographiques de l'ETC 2004, selon le sexe.
• Tableau 2.2 Nombre de répondants selon le sous-groupe et le sexe