Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes : Rapport technique

Méthodes d'enquête

K. Stephen Brown, PhD
Faculté des statistiques et de la science actuarielle et
Groupe de recherche sur les comportements en santé
Université de Waterloo

Alan Diener, PhD
Bureau de la recherche, de la surveillance et de l'évaluation
Programme de la lutte au tabagisme
Santé Canada

Rashid Ahmed, MSc
Groupe de recherche sur les comportements en santé
University of Waterloo

David Hammond, MSc
Département de psychologie
Université de Waterloo

Remerciements : Les auteurs remercient Judy Snider (Santé Canada) et Sue Bondy (Université de Toronto) qui ont révisé une version antérieure de ce chapitre et fait des commentaires constructifs.  

Introduction

Le présent chapitre décrit l'essentiel des méthodes utilisées aux fins de l'Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes (ETJ). Comme il est indiqué au chapitre 1, l'ETJ de 2002 visait à brosser un tableau complet de l'usage du tabac chez les jeunes Canadiens de la 5^e à la 9^e année, de même qu'à recueillir des renseignements sur la consommation d'alcool et d'autres drogues chez les jeunes de la 7^e à la 9^e année. Les parents des jeunes ayant participé à l'enquête ont également fourni des données. L'ETJ de 2002 a été conçue en s'inspirant de la composante « écoles » de l'ETJ de 1994. Ainsi, parallèlement à l'ETJ de 1994, l'ETJ de 2002 permet d'examiner les modifications aux taux de tabagisme parmi les jeunes de la 5^e à la 9^e année qui étaient âgés d'environ 10 à 14 ans au moment de chaque enquête. En outre, à l'instar de l'ETJ de 1994, celle de 2002 a recueilli des données sur une vaste gamme de facteurs pouvant être liés aux habitudes tabagiques des jeunes Canadiens. Les comparaisons entre ces facteurs et leurs liens avec l'usage du tabac donnent également la possibilité d'aborder les changements survenus pendant l'intervalle entre les deux enquêtes, tant en ce qui concerne ces variables connexes que la puissance de leur lien avec le tabagisme.

Comme dans toute enquête, il est essentiel de comprendre les principales méthodes utilisées pour recueillir, analyser et présenter les données afin de replacer les résultats dans leur contexte. Le présent chapitre décrit les principales caractéristiques du plan d'enquête et du protocole de collecte des données. Il aborde également certaines questions d'analyse qui seront décrites plus précisément ou approfondies dans les chapitres qui suivent. Étant donné que les analyses présentées dans les chapitres subséquents auront principalement pour objet de comparer les conclusions de 2002 à celles de 1994, des renseignements sommaires sur l'enquête de 1994 sont aussi donnés dans le présent chapitre. On trouvera par ailleurs de plus amples renseignements sur la première enquête dans l' Enquête de 1994 sur le tabagisme chez les jeunes - Rapport technique¹. En outre, les lecteurs désireux d'en savoir davantage sur l'ETJ de 1994 ou sur l'ETJ de 2002 sont priés de consulter l' Enquête sur le tabagisme chez les jeunes - Guide de l'utilisateur des microdonnées (1994)², ou l' Enquête sur le tabagisme chez les jeunes - Guide de l'utilisateur des microdonnées (2002)³.

Plan de l'enquête

L'ETJ de 2002 a recueilli des données auprès d'élèves de la 5^e à la 9^e  année et de leurs parents, entre novembre 2002 et janvier 2003. Les données recueillies portaient sur la prévalence du tabagisme, les types d'usage du tabac, les facteurs sociaux et démographiques liés à cet usage, l'endroit où les jeunes se procurent des cigarettes et la façon dont ils procèdent pour ce faire, les opinions et les attitudes des jeunes à l'égard du tabagisme, leur souvenir des mises en garde sur les paquets de cigarettes et leurs opinions à ce sujet. En plus de la série principale de questions sur le tabac, on a interrogé les élèves de la 7^e à la 9^e  année sur leur consommation d'alcool et l'usage de drogues à des fins non médicales.

L'ETJ de 2002 diffère de celle de 1994 à plusieurs égards. En premier lieu, en 1994, les jeunes âgés de 10 à 14 ans avaient été interrogés dans les écoles, tandis que ceux âgés de 15 à 19 ans l'avaient été par téléphone à la maison. Depuis 1999, des données relatives au groupe d'âge de 15 à 19 ans ont été obtenues régulièrement dans le cadre de l'Enquête de surveillance de l'usage du tabac au Canada (ESUTC). C'est pourquoi les jeunes de 15 à 19 ans n'ont pas été intégrés à l'ETJ de 2002. En second lieu, le questionnaire de 1994 portait exclusivement sur l'usage du tabac et les variables connexes, tandis que le questionnaire de l'ETJ de 2002 était plus complet et comprenait des questions liées à la consommation d'alcool et d'autres drogues et à la politique de lutte contre le tabagisme (p. ex. l'achat de cigarettes et l'accès à celles-ci). Troisièmement, l'ETJ de 2002 comprenait une enquête plus poussée auprès des parents des enfants qui ont participé à l'enquête en milieu scolaire. L'enquête auprès des parents a recueilli des renseignements sur l'usage du tabac chez les parents, les restrictions à l'usage du tabac et les variables socio-économiques. Le questionnaire du parent de l'ETJ de 1994 ne comprenait que des questions sur la composition du ménage, la profession et l'activité sur le marché du travail. Enfin, pour se conformer au mode de présentation des résultats dans les enquêtes provinciales en milieu scolaire, les résultats de ce rapport sont présentés par niveau d'études plutôt que par âge, comme c'était le cas dans l'ETJ de 1994.

Population cible

Dans toute enquête, la population cible est constituée de la population à laquelle les conclusions de l'enquête sont susceptibles de s'appliquer. Dans l'ETJ de 2002, ce groupe se composait de tous les jeunes résidents canadiens de la 5^e à la 9^e  année inclusivement fréquentant l'école publique ou l'école privée dans les 10 provinces canadiennes. Les jeunes du Yukon, du Nunavut et des Territoires du Nord-Ouest n'étaient pas inclus dans l'enquête, ni ceux vivant dans des établissements ou dans des réserves des Premières nations. En outre, les jeunes fréquentant des écoles spécialisées (p. ex. écoles pour aveugles) ou des écoles situées dans des bases militaires ont été exclus de la population cible. Les jeunes inscrits dans des classes comptant moins de 10 élèves et ceux vivant dans des régions éloignées au nord des provinces ont aussi été exclus.

Plan

L'ETJ de 2002 a été effectuée d'après un plan en grappes stratifié à deux degrés au sein duquel les écoles constituent les unités primaires d'échantillonnage et les classes, les unités secondaires. Une liste de toutes les écoles publiques et privées du Canada précisant la répartition par niveau d'études pour les années scolaires de 1999 à 2002 a servi de base de sondage. Dans chaque province, les écoles ayant des élèves de la 5^e à la 9^e  année ont été stratifiées selon qu'elles appartenaient ou non à une région métropolitaine de recensement¹; des strates supplémentaires ont été ajoutées au Québec (pour Montréal) et en Ontario (pour Toronto). Dans chaque strate, pour chacun des niveaux de la 5^e à 9^e  année, les écoles ont été sélectionnées sur la base de la probabilité proportionnelle à la taille de l'école; cette sélection étant effectuée indépendamment pour chaque niveau d'études, certaines écoles ont pu être sélectionnées plus d'une fois, mais pour des niveaux d'études différents. Par la suite, à partir des écoles sélectionnées, le personnel sur le terrain a choisi de façon aléatoire une classe admissible parmi celles de l'école correspondant au niveau d'études désiré. Tous les élèves de la classe choisie devaient être sondés. En outre, un parent de chaque enfant choisi devait répondre à 15 questions.

Afin d'obtenir des estimations des proportions de l'échantillon avec une précision raisonnable pour chaque province (c.-à-d. une proportion minimale estimable de 0,10 [10 %] conjuguée à un coefficient de variation [CV] maximal de 16,5 %), on a déterminé qu'il faudrait un total de 20 000 répondants (2 000 par province). Dans les provinces, l'échantillonnage a été réparti proportionnellement dans chaque strate en se fondant sur les données d'inscription.

Conformément aux considérations qui précèdent, l'échantillon final était formé de 1 070 classes provenant de 982 écoles différentes appartenant à 327 conseils ou commissions scolaires distincts.

Collecte des données et taux de réponse

Erreurs d'échantillonnage et erreurs non dues à l'échantillonnage

Les spécialistes des techniques d'enquête signalent deux types principaux d'erreurs liées aux enquêtes par sondage comme l'ETJ de 1994 et l'ETJ de 2002 : des erreurs d'échantillonnage et des erreurs non dues à l'échantillonnage. Les erreurs d'échantillonnage (voir ci-dessous) surviennent parce que l'échantillon choisi n'est que l'un parmi de nombreux autres qui auraient pu être choisis à l'aide du plan de sondage. Ainsi, les écarts entre les résultats fondés sur un échantillon et ceux provenant de l'ensemble de la population varieront d'un échantillon à un autre. Ces différences sont appelées erreurs d'échantillonnage. La taille probable de l'erreur d'échantillonnage peut être quantifiée à l'aide de méthodes statistiques.

Bien que les erreurs d'échantillonnage renvoient à l'aspect fortuit de l'erreur liée au fait qu'on a utilisé un échantillon plutôt que l'ensemble de la population, les erreurs non dues à l'échantillonnage peuvent survenir en raison d'autres facteurs. L'une des causes très courantes de ces dernières est la non-réponse. Il est peu probable que la non-réponse soit strictement fortuite puisqu'il existe différentes sortes de personnes qui refusent de répondre à la totalité ou à des parties de l'enquête. La non-réponse peut survenir si des conseils, des commissions ou des arrondissements scolaires refusent de participer, si des écoles faisant partie de conseils ou de commissions scolaires consentants ne participent pas, si des élèves d'écoles consentantes n'obtiennent pas la permission de leurs parents ou refusent de participer ou si des élèves ayant obtenu un consentement sont absents le jour de la collecte des données. Un autre type de non-réponse survient lorsqu'un élève ne répond pas à une question à laquelle il aurait dû répondre. Cela peut se produire si l'élève ne comprend pas la question ou l'interprète mal, refuse de répondre à une question, ne peut pas se rappeler les renseignements demandés ou saute involontairement une question en raison d'instructions « passez à ». En outre, des élèves pourraient répondre à une question qui, en raison de leurs réponses à des questions précédentes, ne leur est pas destinée. Les résultats fondés sur les réponses des sujets qui fournissent des données pourraient ne pas correspondre aux valeurs réelles dans l'ensemble de la population. À titre d'exemple, si les écoles ayant des programmes de lutte contre le tabagisme très actifs sont plus nombreuses à consentir à participer à l'enquête ou si les élèves absents sont plus nombreux à fumer, le fait de tirer des conclusions pour l'ensemble de la population de jeunes en se fondant sur les sujets qui ont consenti à la collecte de données dans les écoles consentantes risque d'entraîner une sous-estimation des taux de tabagisme réels.

Un ajustement pour tenir compte dans une certaine mesure de l'effet de la non-réponse est possible par pondération (voir ci-dessous), mais aucune méthode ne permet de quantifier totalement les biais systématiques attribuables à la non-réponse. Par conséquent, il est très important d'analyser à fond les taux de réponse.

Procédures de consentement de la composante « écoles »

La procédure de consentement a débuté en juin 2002 lorsqu'on a communiqué avec les conseils, les commissions ou les arrondissements scolaires auxquels appartenaient les écoles choisies. En outre, le Conseil des ministres de l'Éducation a reçu un préavis à l'automne de 2002. Les écoles échantillonnées des conseils, des commissions ou des arrondissements scolaires non consentants ont été remplacées par des écoles faisant partie de ceux consentants ayant un profil semblable au plan de l'inscription et des niveaux d'études. En choisissant des écoles semblables, on espérait que l'incidence de la non-réponse serait réduite au minimum. Dans certains cas, lorsque des conseils, des commissions ou des arrondissements scolaires importants refusaient et qu'il n'existait aucune commission ni conseil scolaire comparable et consentant, ils n'étaient pas remplacés.

À la réception du consentement des conseils, des commissions ou des arrondissements scolaires, on obtenait le consentement des directeurs des écoles choisies. Dans les cas de refus de la part des écoles, on avait recours à une procédure semblable à celle utilisée précédemment pour remplacer les écoles non consentantes afin de réduire l'incidence de la non-réponse. Lorsque les écoles choisies avaient fermé leurs portes, déménagé ou n'offraient plus les niveaux d'études choisis, on déterminait s'il y avait lieu de remplacer l'école par celle où les élèves avaient été transférés, en se fondant sur le fait que d'autres élèves étaient déjà dans ce niveau d'études ou que des élèves du même niveau d'études venant d'autres écoles avaient été transférés à cette école.

Une fois l'approbation de l'école obtenue, des enquêteurs formés ont visité l'école et préparé une trousse pour chaque élève contenant une lettre d'introduction et un formulaire de consentement parental. Les élèves devaient apporter cette trousse à la maison. Les formulaires de consentement remplis ont été ramassés par l'enquêteur à l'école une semaine plus tard. À l'occasion de cette deuxième visite, les élèves qui n'avaient pas rendu le formulaire de consentement des parents ont été identifiés, et on a communiqué avec leurs parents par téléphone afin de solliciter leur consentement. Certains directeurs n'ont pas accepté de divulguer les numéros de téléphone des parents et, dans ces cas, on n'a pu recruter les enfants qui n'avaient pas rendu les formulaires d'autorisation de leurs parents.

Procédure de consentement de la composante « parents »

Si un étudiant obtenait le consentement de ses parents et si le numéro de téléphone de ces derniers était connu, on essayait d'obtenir une entrevue avec un parent de l'enfant participant. Si l'on obtenait un consentement pour l'enfant mais non le numéro de téléphone, on n'essayait pas d'obtenir d'entrevue avec le parent. Les parents joints par téléphone pouvaient refuser d'y participer.

Échantillon de classes et d'élèves

Le tableau 2-A présente des renseignements sur la participation à l'échelle des conseils, des commissions et des arrondissements scolaires et à celle des écoles. À l'aide des procédures décrites ci-dessus, on a trouvé des remplaçants pour un grand nombre des conseils, de commissions et arrondissements scolaires ainsi que d'écoles qui avaient refusé leur consentement. Cependant, dans certaines provinces, les conseils ou commissions scolaires n'ont pas pu être remplacés parce qu'ils étaient « uniques » en raison de leur très grande taille ou parce qu'aucun conseil ou commission de cette taille n'était disponible pour les remplacer. Cette situation s'est produite particulièrement en Alberta et en Ontario, où plusieurs conseils scolaires urbains de grande taille ont refusé d'accorder leur consentement et n'ont pas pu être remplacés. En fait, en Alberta, aucune école n'a été choisie parmi les principaux conseils urbains. Par conséquent, la proportion d'élèves provenant de ces conseils est inférieure aux attentes et, si ces élèves sont plus (ou moins) nombreux à fumer, les estimations qui en découlent pour ces provinces seront faussés.

Au total, 1 070 classes ont été choisies pour participer à cette enquête. Après le remplacement, on a obtenu le consentement des conseils, des commissions et des arrondissements scolaires afin de communiquer avec 1 001 écoles (94 % du nombre visé). À l'échelle des écoles, le consentement a été accordé pour la tenue d'une enquête dans 955 classes, représentant 95 % des 1 001 classes auprès desquelles l'approbation avait été obtenue des conseils, des commissions ou des arrondissements scolaires, et 89 % des 1 070 classes visées. Comparativement, en 1994, 80 classes par province (800 en tout) avaient été choisies pour former l'échantillon original à l'aide de la méthode décrite ci-dessus. Après les remplacements de classes, 14 270 élèves venant de 755 classes avaient fourni des questionnaires utilisables pour l'ETJ de 1994.

Dans l'ETJ de 2002, le nombre définitif de classes pour lesquelles on avait obtenu le consentement des conseils, des commissions ou des arrondissements scolaires était inférieur à 90 % de la taille de l'échantillon visé pour l'Alberta (73 %) et l'Ontario (88 %). En outre, en Alberta, le nombre de classes recrutées était inférieur à 90 % du nombre de classes pour lesquelles les conseils, commissions ou arrondissements scolaires avaient donné leur consentement. Les coefficients de variation relativement importants pour l'Alberta et l'Ontario sont attribuables, en partie, à cette non-réponse.

Le tableau 2-B présente les données sur les taux de réponse des élèves par province pour l'ETJ de 2002. À l'échelle des élèves, toutes les provinces, à l'exception de l'Ontario (77 %) et du Manitoba (77 %), ont obtenu des questionnaires utilisables d'au moins 80 % des élèves dans les classes faisant partie de l'échantillon. Le taux de réponse global à l'échelle des élèves pour 2002 (82 %) est semblable à celui de l'ETJ de 1994, pour laquelle 80 % des élèves admissibles ont fourni des données. En 1994, le Québec (77 %), l'Ontario (71 %) et la Colombie-Britannique (78 %) ont obtenu des taux de réponse inférieurs à 80 %.

La non-réponse totale a été traitée en ajustant les poids associés aux réponses des élèves qui ont répondu à l'enquête afin de compenser pour ceux qui n'avaient pas répondu (voir ci-dessous).

Tableau 2-A - Nombre de classes pour lesquelles un consentement a été accordé (après remplacement), selon la province, Canada, Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes

* Veuillez noter que les totaux n'ont pas été ajustés afin de refléter l'ajout de conseils/commissions scolaires de remplacement. Par conséquent, les taux de réponse réels peuvent être inférieurs à ceux qui figurent ici.

Tableau 2-B - Taux de participation des élèves, selon la province, Canada, Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes

*La population cible désigne le nombre de jeunes de la 5^e à la 9^e année dans la province

Collecte des données

La détermination du contenu du questionnaire incombait au Programme de la lutte au tabagisme de Santé Canada. On a conçu le questionnaire de l'ETJ de 2002 (annexe A) pour qu'il soit comparable à celui utilisé en 1994. Des modifications minimales ont été apportées à la formulation de certaines questions, et de nouvelles questions tirées de l'Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes portant sur les activités et l'estime de soi ont été ajoutées. Des questions sur la consommation d'alcool et l'usage de drogues à des fins non médicales ont été élaborées en collaboration avec le Programme de la stratégie antidrogue et des substances contrôlées de Santé Canada et ajoutées à la fin du questionnaire pour les jeunes de la 7^e à la 9^e  année. Les versions anglaise et française de l'ébauche du questionnaire de l'ETJ de 2002 ont fait l'objet d'un essai pilote au printemps 2002 auprès de garçons et de filles de divers niveaux d'études, ayant des expériences du tabagisme et des niveaux de rendement scolaire divers.

Le questionnaire destiné aux parents (annexe B) a subi des modifications importantes par rapport à la version de 1994. On y a ajouté des questions sur les données démographiques, l'accès des enfants aux services de santé, les restrictions à l'usage du tabac ainsi que la prévalence du tabagisme à domicile.

Des enquêteurs formés étaient responsables du choix des classes visées par l'enquête, de l'obtention du consentement des parents, de l'administration et de la collecte des questionnaires remplis et des entrevues téléphoniques avec les parents. Les questionnaires destinés aux élèves ont été remplis en classe en présence de l'enseignant. Les séances de collecte des données ont duré en moyenne de 30 à 40 minutes. Afin d'assurer la confidentialité, on a demandé à l'enseignant de ne pas circuler parmi les élèves.

Chaque enfant a reçu un questionnaire dans une enveloppe étiquetée à son nom. Le questionnaire à l'intérieur de l'enveloppe contenait un identificateur unique, mais non le nom de l'élève ni un autre renseignement signalétique. L'enquêteur a lu l'introduction et les instructions, a répondu aux neuf premières questions avec les élèves pour leur montrer comment faire différents types d'entrées et leur a expliqué comment remplir la roue à la question 21. On a demandé aux élèves de placer leurs questionnaires une fois remplis à l'envers sur le bureau et non dans l'enveloppe originale. L'enquêteur a d'abord ramassé les enveloppes vides, puis les questionnaires. L'identificateur unique a permis au questionnaire de l'enfant d'être lié à celui de ses parents.

À partir des listes de classes originales, des enveloppes vides et des enveloppes non distribuées, il a été possible de déterminer les taux de réponse par classe. Aucune tentative n'a été faite pour recueillir des données auprès d'élèves absents.

Enquête auprès des parents

On a communiqué par téléphone avec un parent de chaque enfant participant pour lui demander de répondre à une courte enquête de 15 questions à l'aide des méthodes décrites ci-dessus. Cette enquête comprenait des questions sur l'usage du tabac chez les parents et leurs attitudes à l'égard du tabac, les restrictions à l'usage du tabac à domicile et des renseignements socio-économiques fondamentaux. En tout, on a dénombré 1 055 élèves pour lesquels une partie ou la totalité des renseignements provenant des parents manquait. Ces lacunes étaient principalement attribuables à la non-réponse à la totalité de l'enquête plutôt qu'à certaines questions.

Traitement et analyse des données

Les données ont été recueillies auprès des élèves et des parents entre novembre 2002 et janvier 2003.

La saisie et le traitement des données des questionnaires ont été effectués au bureau central de Statistique Canada. La qualité de la saisie des données a été évaluée au moyen d'une vérification aléatoire de 20 % des questionnaires. On estime que le taux d'erreur a été inférieur à 2 %.

On a interrogé en tout 17 709 parents qui ont consenti à ce que les résultats les concernant soient communiqués à Santé Canada. Les données provenant de ces parents et de leurs enfants font partie d'un « fichier commun » qui n'est accessible qu'à Santé Canada. En tout, 19 018 élèves ont rempli le questionnaire et, une fois supprimées les variables pouvant permettre d'identifier certains élèves, leurs réponses ont été stockées dans le fichier de microdonnées à grande diffusion (FMGD) fourni par Statistique Canada. À l'exception de certaines analyses utilisant des données provenant des enquêtes auprès des parents ou des variables ne faisant pas partie du FMGD, les analyses présentées dans le présent rapport ont été fondées sur ce fichier. Il est important de noter que le FMGD ne contient pas de données obtenues dans le cadre de l'enquête auprès des parents, exception faite d'une variable sur la composition de la famille.

Données manquantes

Le questionnaire a été conçu avec très peu d'instructions « passez à » afin de réduire au minimum les problèmes de confusion relativement aux questions auxquelles on devait répondre. Cependant, on trouve certaines questions, énumérées ci-dessous, pour lesquelles le taux de données manquantes (c.-à-d. auxquelles le répondant a répondu « ne sait pas », « refuse » ou n'a pas répondu du tout) a dépassé 15 %.

• Question Y_Q8 demandant à l'élève combien il aimerait peser (15 % de données manquantes);
• Question Y_Q46 demandant aux élèves ce qu'ils pensent de certaines choses qui ont été dites sur l'usage de la cigarette (de 15 % à 32 % de données manquantes);
• Question Y_Q55 interrogeant les élèves sur les règlements de l'école relatifs à l'usage de la cigarette (16 % de données manquantes);
• Question Y_Q56 demandant aux élèves si la plupart des élèves qui fument observent ces règlements (42 % de données manquantes);
• Question Y_Q59 interrogeant les élèves sur leur argent de poche (23 % de données manquantes);
• Question Y_Q80 interrogeant les élèves sur le nombre de décès attribuables à la cigarette par rapport à d'autres causes (de 32 % à 46 % de données manquantes).

La question 16 (« As-tu fumé 100 cigarettes ou plus au cours de ta vie? »), la question Y_Q11A (« As-tu déjà essayé de fumer une cigarette, ne serait-ce que quelques bouffées?), et la question Y_Q14 (« As-tu déjà fumé une cigarette au complet? ») sont des questions essentielles pour établir la situation vis-à-vis du tabagisme (voir ci-dessous) et aussi déterminer les instructions « passe à » valides (c.-à-d. les questions auxquelles il faut répondre et celles qui pourraient être omises). Si les réponses à ces questions étaient « Je ne sais pas » ou si elles étaient toutes manquantes, un mécanisme d'imputation comportant des réponses à d'autres questions connexes a été utilisé afin d'établir une valeur pour le répondant dans la mesure du possible. Des réponses à d'autres questions que celles-ci sur le tabagisme n'ont pas été imputées si elles étaient manquantes.

Renseignements supprimés

Les renseignements pouvant permettre d'identifier des personnes ayant participé à l'enquête, comme le nom du répondant ou celui de son école, ne sont pas publiés dans le présent rapport. D'autres renseignements jugés de nature délicate ont été supprimés. À titre d'exemple, afin d'éviter de divulguer des renseignements sur la marque de cigarettes, les réponses à la question Y_Q22B (« Quelle marque fumes-tu habituellement  »?) ont été recodées de manière à n'indiquer que la force de la marque et sa teneur en goudron. De même, les réponses aux questions Y_Q75 et Y_Q78 mentionnant le Ritalin et le Gravol ont été regroupées avec d'autres médicaments délivrés sur ordonnance et en vente libre.

Pondération des réponses

Le principal objectif de toute enquête sur échantillon consiste à fournir des estimations raisonnables de paramètres de populations (p. ex. des totaux, des proportions et des moyennes au sein de sous-groupes précis comme l'âge et le sexe). Dans l'ETJ de 2002, on a obtenu des réponses de 19 018 élèves des 10 provinces. Ces réponses sont utilisées afin de fournir des estimations pour les 2 027 506 élèves faisant partie de la population cible (de la 5^e à la 9^e année). Par conséquent, chaque élève faisant partie de l'échantillon de l'ETJ de 2002 représente environ 107 jeunes Canadiens. Autrement dit, la fraction de la population cible interrogée dans l'ETJ de 2002 représentait 0,0094, ou 0,94 %. En raison de la méthode d'échantillonnage utilisée, les fractions variaient d'une province à l'autre. À titre d'exemple, à l'Île-du-Prince-Édouard, 10,8 % de la population cible a été interrogée, tandis qu'en Ontario, 0,34 % seulement de la population cible l'a été.

Le tableau 2-B (ci-dessus) présente la taille de l'échantillon et de la population cible pour chaque province. Afin que les estimations tirées de l'échantillon soient des estimations raisonnables des quantités correspondantes dans la population cible, un poids est attribué aux données de chaque répondant; ce poids correspond au nombre de répondants que représente cette personne. Ces poids reflètent la probabilité de sélection du répondant et les ajustements pour les cas de non-réponse. Pour chaque enregistrement, il existe un poids initial d'échantillonnage qui est inversement proportionnel à la probabilité de sélection de cette combinaison classe-école dans la strate. Puis, il y a un ajustement pour la non-réponse au niveau de l'école. On procède ensuite à un ajustement pour la classe au sein de l'école, suivi d'ajustements pour la non-réponse au niveau de la classe et au niveau des élèves. Enfin, on effectue un ajustement post-stratification afin de faire concorder les totaux pondérés avec les totaux âge-sexe-province dans la population cible.

Dans le présent rapport, les entrées des tableaux sont fondées sur les réponses pondérées et, par conséquent, donnent des estimations du nombre total d'élèves de la population cible qui répondent aux critères d'inclusion dans les tableaux. Les proportions et les moyennes déclarées sont fondées sur ces estimations pondérées. Il importe d'établir une distinction entre ces estimations de population et les tailles d'échantillon qui sont beaucoup moins élevées, mais qui sont les chiffres pertinents pour quantifier la taille probable des erreurs d'échantillonnage (voir ci-dessous).

Erreur d'échantillonnage et fiabilité

Dans les ETJ de 1994 et de 2002, les estimations des effectifs de population sont fondées sur des échantillons de la population cible. L'erreur type de l'estimation est une façon de quantifier la variation pouvant exister d'un échantillon (hypothétique) à un autre échantillon (hypothétique) tiré de la population cible en utilisant les méthodes d'échantillonnage courantes. L'erreur type dépendra du plan choisi, de la taille de l'échantillon choisi, des réponses réelles et des poids attribués aux répondants.

Avec un plan en grappes stratifié à deux degrés complexe comme celui-ci, une simple formule se rapportant à la taille de l'échantillon et à la précision ne s'appliquera pas. À titre d'exemple, étant donné que les élèves d'une même classe peuvent être plus semblables que ceux d'une autre classe ou d'une autre école, on pourrait s'attendre à ce que les réponses des élèves de la même classe soient corrélées (c.-à-d. non indépendantes). De même, deux écoles du même conseil ou arrondissement ou de la même commission scolaire peuvent être plus semblables que deux écoles de deux conseils, commissions ou arrondissements scolaires différents. On doit donc considérer la dépendance possible entre des répondants au sein d'un conseil ou arrondissement ou d'une commission scolaire.

Ces corrélations possibles entre répondants signifient que les estimations de la variation entre échantillons sont plus importantes que celles qu'on obtiendrait à partir d'échantillons aléatoires simples (c.-à-d. un échantillonnage indépendant à l'échelle individuelle) provenant de la population cible. Une donnée statistique que l'on peut calculer afin d'estimer l'inflation de la variance attribuable à un plan d'enquête plus complexe est appelée effet du plan d'échantillonnage . Dans le cas de l'ETJ de 2002, Statistique Canada estime que cet effet est de 2,70 pour le plan complet. Cela signifie que le plan nécessiterait 2,70 fois plus de répondants pour obtenir des estimations ayant la même précision qu'un plan n'exigeant qu'un échantillon aléatoire simple de participants provenant de la population cible. Bien sûr, un plan fondé sur un tel échantillon serait beaucoup plus coûteux à mettre en oeuvre. Par conséquent, le plan de sondage à plusieurs degrés sera plus économique pourvu que l'effet du plan d'échantillonnage ne soit pas trop important. En comparaison, on a estimé que l'effet du plan d'échantillonnage pour la composante « écoles » de l'ETJ de 1994 était de 4,96, entraînant une plus grande incertitude des estimations pour l'échantillon de la même taille dans l'ETJ de 2002 par rapport à l'ETJ de 1994.

Une méthode courante pour quantifier la variation dans les enquêtes sur échantillon consiste à utiliser le coefficient de variation (CV). Pour une estimation, le CV est défini comme le rapport :  CV = l'erreur type de l'estimation/l'estimation, et est habituellement exprimé en pourcentage. Ainsi, si le CV d'une estimation est de 8 %, cela signifie que la taille de l'erreur type de l'estimation représente 8 % de l'estimation elle-même. En général, moins le CV est élevé, plus les énoncés sur les effectifs de population sous-jacents sont précis. Le CV tient compte de la taille de l'échantillon, de l'effet du plan d'échantillonnage, des valeurs des réponses et des poids des échantillons.

Statistique Canada propose des directives pour déterminer si les estimations doivent être publiées en se fondant sur le CV de l'estimation. En général :

• Si une estimation est fondée sur un échantillon d'au moins 30 répondants et a un CV qui se situe entre 0 % et 16,5 %, elle est jugée acceptable ;
• Si une estimation est fondée sur un échantillon d'au moins 30 répondants et a un CV qui se situe entre 16,6 % et 33,3 %, elle est jugée marginale et n'est publiée qu'accompagnée d'une mise en garde concernant les niveaux élevés d'erreur. Le message « Variabilité d'échantillonnage modérée » accompagnera ces estimations dans les tableaux des prochains chapitres;
• Si une estimation est fondée sur un échantillon de moins de 30 personnes ou si son CV est supérieur à 33,3 %, elle est de qualité inacceptable et ne sera pas publiée.

Estimation et tests statistiques

Un intervalle de confiance à 95 % est une fourchette de valeurs qui, avec une probabilité de 0,95, contiendra la valeur vraie de la population pour la quantité estimée. En se fondant sur le CV pour une estimation, il est possible de fournir un intervalle de confiance pour la quantité estimée (estimation ± 2 √(estimation*CV/100)) . Les Guides de l'utilisateur des microdonnées ^2,3 donnent des tableaux détaillés de CV pour les ETJ de 1994 et de 2002 pour des totaux estimés ainsi que des instructions sur la façon d'utiliser ces tableaux afin d'obtenir des erreurs types et des intervalles de confiance pour des proportions, des différences entre les proportions, des ratios et des différences entre les ratios.

Il est très courant de désirer comparer des estimations provenant de deux groupes de personnes ou plus. À titre d'exemple, il peut s'avérer intéressant de comparer des taux de tabagisme chez les hommes et chez les femmes ou d'établir des comparaisons à ce sujet entre les provinces ou entre les élèves qui signalent que leurs parents fument et ceux dont les parents ne fument pas, etc. Lorsqu'on fait ce type de comparaisons, il est important que les différences observées dans les estimations soient jugées par rapport à la variation de l'échantillonnage dans les estimations. Un test de signification permet de déterminer si la différence observée peut raisonnablement être fortuite ou si la différence est tellement importante qu'elle reflète probablement une différence réelle sous-jacente entre les groupes comparés. Un élément de jugement, parfois appelé jugement « clinique » (c.-à-d. la compréhension du contexte de la différence), est aussi souvent nécessaire, étant donné qu'avec des échantillons de grande taille, les différences qui ne sont pas significatives peuvent être jugées « statistiquement significatives ».

Lorsqu'on utilise des plans d'enquête complexes comme celui-ci, le calcul des quantités statistiques exactes nécessaires à l'exécution de tests statistiques n'est pas une tâche simple. Aux fins du présent rapport, des tableaux visant à guider l'interprétation de tests de signification entre les pourcentages pour deux sous-groupes distincts de répondants tirés de l'échantillon total sont présentés dans l'annexe. Les tableaux 2-1a, 2-1b et 2-1c donnent le plus petit total estimé de la population pour les deux sous-groupes comparés et qui est nécessaire pour que deux pourcentages soient significativement différents au niveau de 5 %. En raison des effets différents du plan, le tableau 2-1a doit être utilisé pour comparer des sous-groupes de l'ETJ de 2002. Le tableau 2-1b doit être utilisé pour comparer des sous-groupes de l'ETJ de 1994, et le tableau 2-c, pour comparer un sous-groupe de 2002 au même sous-groupe de 1994. Il est important de noter que les totaux estimés de la population pour des comparaisons significatives dans les provinces seront généralement moins élevés que ceux pour le Canada.

• À titre d'exemple, lorsqu'on utilise le tableau 2-1a pour comparer des sous-groupes de l'ETJ de 2002, si un pourcentage estimé est 45 %, et le deuxième, 50 %, cette différence sera jugée significative au niveau de 5 % si la moins élevée des deux estimations du nombre d'enfants dans un sous-groupe est d'au moins 223 213. Comme deuxième exemple, si un pourcentage estimé est 65 %, et un deuxième, 80 %, le plus petit sous-groupe doit compter une population estimée totale d'au moins 20 362 enfants pour que la différence soit significative. Il s'agit d'un test conservateur qui n'est qu'approximatif en raison de la complexité du plan de l'enquête, mais il doit servir de ligne directrice pour examiner les différences significatives. Veuillez aussi noter que ce tableau s'applique uniquement aux comparaisons entre deux sous-groupes indépendants d'enfants (p. ex. des pourcentages de fumeurs quotidiens de deux groupes d'âge). Il ne s'appliquerait pas, par exemple, lorsqu'on compare deux réponses à la même question pour un seul groupe d'enfants (p. ex. des pourcentages de fumeurs quotidiens et non quotidiens dans le même groupe d'âge).

Ajustement pour d'autres facteurs

Dans le présent rapport, on n'a procédé à aucun ajustement pour tenir compte d'autres facteurs pouvant être liés aux réponses considérées, hormis ceux qui sont contrôlés en subdivisant les données, comme l'indiquent les tableaux. Les lecteurs doivent être conscients du fait que d'autres variables pourraient éventuellement avoir une influence confusionnelle sur les associations présentées ici. À titre d'exemple, le statut socio-économique pourrait avoir un effet confusionnel sur l'association entre la dépense d'argent et les taux de tabagisme. Un ajustement complet pour tenir compte d'autres variables nécessiterait des techniques de modélisation plus perfectionnées, comme la régression (logistique) multiple, qui dépassent la portée de ce rapport technique.

Principales variables

Dans le présent rapport, la principale variable-réponse est le tabagisme autodéclaré. Il existe de nombreuses façons de catégoriser les habitudes tabagiques des jeunes. Aux fins du présent rapport, les auteurs ont modifié les catégories qui avaient été utilisées dans le rapport de 1994 et les ont remplacées par des catégories qui reflètent davantage l'usage du tabac observé chez les jeunes de ces niveaux d'études. En particulier, dans cette population, il pourrait ne pas être approprié d'utiliser le critère d'avoir fumé au moins 100 cigarettes pour définir un fumeur⁴. La population de l'ETJ risque davantage d'essayer de fumer que les enfants des niveaux d'études supérieurs. Par conséquent, dans le présent rapport, tout enfant qui a fumé ne serait-ce que quelques bouffées d'une cigarette est considéré comme ayant fumé. Les définitions utilisées sont les suivantes :

• Jeune qui a déjà fumé  : A déjà essayé de fumer une cigarette, ne serait-ce que quelques bouffées
  • Dans la catégorie des jeunes ayant déjà fumé, on peut également distinguer les catégories Jeune ayant pris quelques bouffées (qui a pris quelques bouffées, mais n'a jamais fumé une cigarette au complet) et Jeune ayant pris plus que quelques bouffées (a fumé une cigarette au complet);
  • Les jeunes ayant pris plus que quelques bouffées peuvent aussi être classés dans les catégories Fumeur quotidien (a fumé tous les jours au cours des 7 derniers jours) et Jeune ayant pris plus que quelques bouffées sans être un fumeur quotidien (n'a pas fumé tous les jours au cours des 7 derniers jours);
• Jeune qui n'a jamais fumé :
  • Les jeunes qui n'ont jamais fumé peuvent être subdivisés dans les catégories Jeune qui n'a jamais fumé et qui n'a jamais sérieusement pensé à essayer de fumer et Jeune qui n'a jamais fumé et qui a déjà sérieusement pensé à essayer de fumer. Cette catégorie permet de déterminer les personnes qui risquent le plus d'essayer de fumer dans l'avenir.

Le tableau 2-C résume les catégories de tabagisme utilisées dans le présent rapport. À des fins de comparaison, les conclusions de l'ETJ de 1994 ont été analysées de nouveau à l'aide des définitions révisées des catégories d'usage du tabac. Chaque chapitre présente les résultats selon l'un des trois types de définitions de catégories figurant au tableau 2-C.

Tableau 2-C - Définitions des catégories de tabagisme, Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes

Nota : Certains chapitres identifient d'autres sous-groupes de fumeurs. Dans ces cas, les définitions sont clairement énoncées dans le texte.

Validité des mesures fondées sur l'autodéclaration

L'un des problèmes posés par les mesures fondées sur l'autodéclaration consiste à savoir si le répondant répond sincèrement pour les catégories qui pourraient être perçues comme « délicates », voire illégales dans certains cas. Il existe de la documentation abondante sur la mesure de l'usage du tabac chez les jeunes d'un âge aussi précoce que ceux faisant l'objet de la présente étude. Dans d'autres études, les mesures visant à promouvoir la sincérité des réponses comprenaient une collecte d'échantillons biologiques d'haleine ou de salive visant soit à valider la déclaration du jeune ou à encourager celui-ci à répondre honnêtement en lui faisant savoir qu'on sera en mesure de valider sa réponse (« technique de la tuyauterie simulée »)⁵. La collecte de tels échantillons n'est pas possible dans une enquête d'aussi grande envergure que l'ETJ de 2002. Par conséquent, les principales mesures prises pour encourager la sincérité des réponses ont consisté à convaincre les élèves que leurs réponses ne seraient pas connues de leurs enseignants, d'autres élèves ou de leurs parents. Ces mesures comprenaient la collecte de données par des enquêteurs formés et non des enseignants, des instructions claires sur la façon de remplir le questionnaire de manière confidentielle et la transmission du message que Statistique Canada ne révélera pas les réponses et que personne à l'école que fréquente l'élève ou à son domicile ne verra ce qu'il a écrit. Les renseignements ont été répétés sur chaque page du questionnaire.

Ces mesures sont les mêmes que celles adoptées dans l'ETJ de 1994. Il est impossible de déterminer s'il existe une sous-déclaration systématique de l'usage du tabac ou de la consommation de cigarettes au sein de l'échantillon. Cependant, les leçons tirées des études systématiques sur le tabagisme chez les jeunes⁶ donnent à penser que la sous-déclaration est vraisemblablement faible.

L'autodéclaration de la consommation d'alcool et d'autres drogues n'a pas été étudiée à fond comme celle de l'utilisation de la cigarette chez les jeunes de cette plage d'âge. D'autres enquêtes provinciales portant sur la consommation d'alcool et d'autres drogues⁷ utilisent des méthodes semblables pour assurer la confidentialité et, par conséquent, encouragent les réponses sincères.

Résumé

L'ETJ de 2002 est une enquête complexe qui donne des renseignements importants sur l'usage du tabac chez les jeunes Canadiens de la 5^e à la 9^e  année. Dans les chapitres qui suivent, des analyses sont présentées afin d'examiner les taux de consommation de cigarettes parmi les jeunes Canadiens et les facteurs liés à celle-ci. En outre, des comparaisons entre l'ETJ de 1994 et celle de 2002 permettent d'étudier les tendances au fil du temps chez les élèves de ces niveaux d'études. La consommation d'alcool et d'autres drogues chez les jeunes Canadiens de la 7^e à la 9^e  année est également examinée.

Notes

1. Une région métropolitaine de recensement est une région formée d'une ou de plusieurs municipalités adjacentes situées à proximité d'un centre urbain important dont la population compte au moins 100 000 habitants.

Renvois

1. Stephens T. et M. Morin. (Santé Canada). Enquête de 1994 sur le tabagisme chez les jeunes : Rapport technique. Ottawa : ministre des Approvisionnements et Services Canada, (n o de catalogue H49-98/1-1994F), 1996.

2. Statistique Canada . Enquête sur le tabagisme chez les jeunes - Guide de l'utilisateur des microdonnées (1994) . Division des enquêtes spéciales, 1996.

3. Statistique Canada . Enquête sur le tabagisme chez les jeunes - Guide de l'utilisateur des microdonnées (2002) . Division des enquêtes spéciales, 2004.

4. Mills C., T. Stephens et K. Wilkins. Rapport sommaire de l'Atelier sur la surveillance de l'usage du tabac. Maladies chroniques au Canada , 1994; 15: 120-125.

5. Cameron R., K.S. Brown, J.A.B. Best, C. Pelkman, C.L. Madill, S.R. Manske et M.E. Payne. The effectiveness of a social influences smoking p revention program as a function of provider type (teacher or nurse), provider training method (workshop or self preparation) and school risk. American Journal of Public Health 1999; 89, 1827-31.

6. Patrick D.L., A. Cheadle, D.C. Thompson, P. Diehr, T. Koepsell et S. Kinne. The validity of self-reported smoking: a review and meta-analysis. American Journal of Public Health 1994; 84: 1086-1093.

7. Adlaf E.M. et A. Paglia. Drug Use among Ontario Students 1977-2003: Detailed OSDUS Findings . CAMH Research Document Series No.13. T oronto , ON : Centre de toxicomanie et de santé mentale, 2003.

Tableaux en annexe

Tableau 2-1a - Total approximatif de la population nécessaire dans le plus petit de deux groupes pour l'obtention d'un niveau de signification (p < 0,05) aux fins de la comparaison de deux proportions au Canada, Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes

Tableau 2-1b - Total approximatif de la population nécessaire dans le plus petit de deux groupes pour l'obtention d'un niveau de signification (p < 0,05) aux fins de la comparaison de deux proportions au Canada, Enquête de 1994 sur le tabagisme chez les jeunes

Tableau 2-1c - Total approximatif de la population nécessaire dans le plus petit de deux groupes pour l'obtention d'un niveau de signification (p < 0,05) aux fins de la comparaison de deux proportions au Canada : l'une tirée de l'Enquête de 1994 sur le tabagisme chez les jeunes et l'une tirée de l'Enquête de 2002 sur le tabagisme chez les jeunes (suite ci-dessous)