# Synthèse des données probantes

## Accès aux points de vente d'aliments au détail de proximité, alimentation et indice de masse corporelle au Canada : revue systématique

Andrew C. Stevenson, M. Sc. en santé publique (1); Anne-Sophie Brazeau, Ph. D. (2); Kaberi Dasgupta, M.D., M. Sc. (3,4,5); Nancy A. Ross, Ph. D. (1,3)

Cet article a fait l'objet d'une évaluation par les pairs.

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### Résumé

**Introduction.** On s'intéresse de plus en plus au rôle de l'environnement alimentaire dans l'alimentation sous-optimale, le surpoids et l'obésité. Cette revue analyse les données probantes sur le lien entre l'environnement de la vente alimentaire au détail, la qualité de l'alimentation et l'indice de masse corporelle (IMC) au sein de la population canadienne.

**Méthodologie.** Nous avons réalisé une recherche systématique par mot-clé dans deux bases de données bibliométriques. Nous avons calculé les proportions d'associations concluantes pour chaque résultat et exposition d'intérêt. Nous avons comparé les mesures absolues et relatives de l'exposition à l'environnement alimentaire et consigné le cadre théorique des associations. Nous avons examiné deux enjeux méthodologiques importants relevés a priori : la mesure de l'IMC et la validation des données sous-jacentes sur l'environnement de la vente alimentaire au détail.

**Résultats.** Dix-sept études ont été incluses dans cette revue. Nous avons relevé peu de preuves d'un lien entre l'environnement alimentaire et la qualité de l'alimentation, mais quelques preuves d'un lien entre l'environnement alimentaire et l'IMC. Les mesures relatives de l'environnement alimentaire étaient plus souvent associées à un résultat attendu que les mesures absolues, mais de nombreux résultats n'étaient pas concluants. La plupart des études ont adopté des cadres théoriques globaux, les méthodologies demeurant néanmoins semblables quelles que soient les approches théoriques choisies. L'IMC autodéclaré était une mesure courante et nous n'avons repéré ni base de données « de référence » sur les points de vente d'aliments ni consensus sur les meilleures façons de valider les données.

**Conclusion.** Si peu de données probantes étayaient un lien entre l'environnement alimentaire et la qualité de l'alimentation, les preuves d'un lien entre l'environnement alimentaire et l'IMC dans la population canadienne se sont révélées plus solides. Il faudrait disposer d'études à grande portée géographique faisant appel à de nouvelles méthodes pour mesurer les résultats en matière d'alimentation et de santé et recourir à des mesures relatives de l'environnement alimentaire dérivées des systèmes d'information géographique. Il serait également utile d'établir un consensus sur ce qu'est une base de données de référence sur l'environnement alimentaire et sur la méthodologie associée à sa validation.

**Mots-clés :** environnement de la vente alimentaire de détail, indice de masse corporelle, qualité de l'alimentation, revue systématique, Canada

### Points saillants

* Dix-sept études portant sur l'environnement alimentaire et son lien avec la qualité de l'alimentation ou l'indice de masse corporelle au Canada satisfaisaient aux critères d'inclusion de la revue systématique.

* On a relevé peu de preuves d'un lien entre l'environnement alimentaire de proximité et l'alimentation, possiblement en raison d'erreurs et de biais dans la mesure de la qualité alimentaire.

* On a relevé quelques preuves d'un lien entre l'environnement alimentaire de proximité et l'indice de masse corporelle.

* Les mesures relatives de l'exposition à l'environnement alimentaire donnent de meilleurs résultats que les mesures absolues.

* Il n'y a pas de consensus sur ce qu'est une base de données « de référence » sur les points de vente d'aliments ni sur les méthodes de validation d'une base de données de ce type sur le terrain.

### Rattachement des auteurs :

1. Département de géographie, Université McGill, Montréal (Québec), Canada

2. École de nutrition humaine, Université McGill, Sainte-Anne-de-Bellevue (Québec), Canada

3. Département d'épidémiologie, de biostatistique et de santé au travail, Université McGill, Montréal (Québec), Canada

4. Département de médecine, Centre universitaire de santé McGill, Université McGill, Montréal (Québec), Canada

5. Centre de recherche évaluative en santé (CRES), Institut de recherche du Centre universitaire de santé McGill, Université McGill, Montréal (Québec), Canada

**Correspondance :** Nancy A. Ross, Département de géographie, Université McGill, 805, rue Sherbrooke Ouest, Montréal (Québec) H3A 0B9; tél. : 514-398-4307; courriel : nancy.ross@mcgill.ca
## Introduction

Malgré le déclin des maladies liées à la sous-nutrition dans les pays développés, la qualité de l'alimentation demeure sous-optimale au Canada¹. Les données de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes - Nutrition de 2004 confirment que la majorité des Canadiens ne consomment pas la quantité minimale recommandée de fruits et de légumes et qu'un grand nombre d'entre eux dépassent la limite supérieure recommandée d'apport en sodium et en matières grasses et ont un apport énergétique total élevé²,³. La production alimentaire moderne permet une consommation excessive d'aliments pauvres en nutriments et riches en énergie⁴, et les Canadiens se classent parmi les plus grands consommateurs de nourriture mal-saine au monde⁵. Cette alimentation mal-saine est susceptible de constituer un lourd fardeau pour la santé de la population, étant donné l'importance de la qualité de l'alimentation pour la prévention et la prise en charge des maladies.

L'alimentation est l'un des plus importants facteurs de risque modifiables de morbidité et de mortalité à l'échelle mondiale en raison de son impact sur le développement des maladies chroniques⁶. Au Canada, des taux élevés de surpoids et d'obésité et une tendance constante à la hausse de la prévalence du diabète de type 2 se maintiennent depuis plus d'une décennie⁷,⁸. On recense de plus en plus d'interventions multi-niveaux visant à optimiser l'alimentation, étant donné que les choix alimentaires individuels sont susceptibles d'être limités par des déterminants « en amont », comme le statut socioéconomique, les structures du marché et l'environnement⁴. Il semble que l'environnement alimentaire au détail puisse favoriser ou limiter la capacité des individus à faire des choix alimentaires sains, ce qui en fait une cible d'intervention. Nous devons cependant d'abord établir s'il existe un lien entre l'environnement de la vente d'aliments au détail, les comportements alimentaires et l'indice de masse corporelle (IMC). Examiner cette question sur une grande échelle est désormais possible grâce aux systèmes d'information géographique (SIG) et à d'autres logiciels statistiques. Les dimensions de l'environnement alimentaire à analyser sont la disponibilité et la qualité des aliments chez les détaillants, l'accessibilité des points de vente dans une zone géographique, l'abor-dabilité des aliments ainsi que les médias et la publicité liés aux produits alimentaires⁹.

Les revues exploratoires décrivent rapidement les concepts clés et les fondements d'un domaine de recherche et donnent souvent un aperçu du type et de la quantité de recherches ainsi que de leur étendue dans un domaine particulier, tandis que les revues systématiques traitent de questions plus ciblées, englobent une évaluation de la qualité et offrent des recommandations fondées sur une synthèse des données probantes¹⁰. Minaker et ses collaborateurs ont récemment publié une revue exploratoire¹¹ des études sur l'environnement alimentaire au Canada. Ces auteurs ont examiné des études quantitatives et qualitatives ainsi que des documents de réflexion et des commentaires puis ont sélectionné 88 articles pour leur revue. Ils ont souligné que les études portent habituellement sur la modélisation socioéconomique de l'environnement alimentaire ou l'association entre l'environnement alimentaire et l'alimentation, le poids ou les effets sur la santé, par exemple les maladies cardiovasculaires. La littérature se caractérise par une incohérence dans les mesures, un manque d'études longitudinales et d'interventions et une faible variabilité géographique, et on dispose de très peu d'études sur les collectivités rurales et autochtones. Une autre revue exploratoire¹² sur le tissu urbain et la santé au Canada a révélé que la plupart des études portant sur la mesure des accès à l'environnement alimentaire et les conséquences pour la santé, comme le poids, les maladies cardiovasculaires et le diabète, faisaient état d'au moins une association statistiquement significative.

Cinq revues systématiques internationales ont été réalisées depuis 2010¹³⁻¹⁷ sur les associations entre l'environnement alimentaire de proximité et les résultats sur la santé. Elles révèlent des preuves faibles à modérées d'un lien entre l'environnement alimentaire et les résultats sur la santé comme l'obésité et l'alimentation, avec pour l'essentiel des résultats nuls, une variation importante dans la mesure de l'environnement alimentaire et enfin une prédominance des études réalisées aux États-Unis. L'environnement alimentaire du Canada diffère fortement de celui des États-Unis. Par exemple, les régions à faible revenu dépourvues de points de vente d'aliments sains sont moins répandues au Canada qu'aux États-Unis¹¹. Toutefois, les régions à faible revenu où il y a une surabondance d'aliments déjà préparés, facilement accessibles et hautement caloriques sont courantes au Canada¹¹. À ce jour, il n'y a pas eu de revue systématique

de l'environnement alimentaire et de son lien avec la qualité de l'alimentation ou l'IMC au Canada. L'environnement de proximité de la vente alimentaire de détail fait actuellement l'objet d'études partout dans le monde, et la revue présentée ici va contribuer à enrichir ces résultats tout en ciblant plus spécifiquement le Canada.

L'objectif de cet article est de fournir une revue systématique des données probantes sur les liens entre l'accès aux points de vente d'aliments de proximité, la qualité de l'alimentation et l'IMC dans le contexte canadien. Il vise également à comparer l'utilité des mesures absolues (p. ex. proximité d'un type de point de vente par rapport au domicile, densité d'un type de point de vente dans une zone géographique) et des mesures relatives (p. ex. proportion de points de vente d'aliments sains dans une zone géographique) de l'environnement alimentaire.

## Méthodologie

### Stratégie de recherche

Nous avons élaboré une stratégie de recherche en consultation avec un bibliothécaire et en conformité avec les lignes directrices PRISMA. Une recherche dans PubMed a été effectuée sur le titre, le résumé et la terminologie MeSH, et dans Scopus sur le titre et le résumé, sans poser de limites en matière de date de début et en incluant les articles publiés jusqu'en janvier 2019. PubMed se spécialise dans la littérature biomédicale et en santé publique du MEDLINE tandis que Scopus propose une gamme d'articles évalués par les pairs dans diverses disciplines. Nous avons é laboré trois blocs de recherche indépendants, pour les articles portant sur l'alimentation, sur l'IMC et sur les maladies cardiométaboliques (tableau 1). Même si nous nous intéressions uniquement à l'alimentation et à l'IMC, nous avons utilisé le bloc de recherche sur les maladies cardiométaboliques pour repérer les études qui auraient pu passer inaperçues dans les blocs de recherche sur l'IMC et l'alimentation.

### Critères d'inclusion et d'exclusion

ACS et AB ont examiné les titres et les résu-més à l'aide du logiciel EndNote X7 (Clarivate Analytics, Philadelphie, Penn-sylvanie, États-Unis). Les articles ont été inclus si (1) la population de l'étude était canadienne, (2) une mesure de l'accès à l'environnement alimentaire obtenue au
<table><caption>TABLEAU 1
Blocs de recherche conçus pour la recherche systématique dans la littérature sur l'environnement alimentaire, l'alimentation et l'indice de masse corporelle au Canada</caption><thead><tr><th></th><th></th></tr></thead><tbody><tr><td>Alimentation</td><td>((((fruit* [Titre/Résumé] OU vegetable* [Titre/Résumé] OU diet [Titre/Résumé] OU diets [Titre/Résumé] OU dietary [Titre/Résumé] OU eating [Titre/ Résumé] OU nutrition [Titre/Résumé] OU consumption [Titre/Résumé] OU intake [Titre/Résumé]) ET ((food environment [Titre/Résumé] OU nutrition environment [Titre/Résumé] OU retail food [Titre/Résumé] OU food desert [Titre/Résumé] OU food swamp [Titre/Résumé] OU food availability [Titre/ Résumé] OU foodscape [Titre/Résumé] OU local food [Titre/Résumé] OU (("neighbourhood" [All Fields] OU "residence characteristics" [MeSH Terms] OU ("residence" [All Fields] ET "characteristics" [All Fields]) OU "residence characteristics" [All Fields] OU "neighborhood" [All Fields]) ET food [Titre/ Résumé] OU "neighborhood food" [Titre/Résumé] OU fast food access [Titre/Résumé] OU food access [Titre/Résumé]) OU "fast foods" [MeSH Terms])) ET "canada" [MeSH Terms]) SAUF school [Titre/Résumé])</td></tr><tr><td>IMC</td><td>((((obesity [Titre/Résumé] OU body mass index [Titre/Résumé] OU waist circumference [Titre/Résumé]) OU "overweight" [MeSH Terms]) ET ((food environment [Titre/Résumé] OU nutrition environment [Titre/Résumé] OU retail food [Titre/Résumé] OU food desert [Titre/Résumé] OU food swamp [Titre/Résumé] OU food availability [Titre/Résumé] OU foodscape [Titre/Résumé] OU local food [Titre/Résumé] OU (("neighbourhood" [All Fields] OU "residence characteristics" [MeSH Terms] OU ("residence" [All Fields] ET "characteristics" [All Fields]) OU "residence characteristics" [All Fields] OU "neighborhood" [All Fields]) ET food [Titre/Résumé]) OU "neighborhood food" [Titre/Résumé] OU fast food access [Titre/Résumé] OU food access [Titre/Résumé]) OU "fast foods" [MeSH Terms])) ET "canada" [MeSH Terms]) SAUF school [Titre/Résumé])</td></tr><tr><td>MCV</td><td>((((cardiovascular [Titre/Résumé] OU diabetes [Titre/Résumé] OU hypertension [Titre/Résumé] OU cardiometabolic [Titre/Résumé] OU heart [Titre/ Résumé]) ET ((food environment [Titre/Résumé] OU nutrition environment [Titre/Résumé] OU retail food [Titre/Résumé] OU food desert [Titre/Résumé] OU food swamp [Titre/Résumé] OU food availability [Titre/Résumé] OU foodscape [Titre/Résumé] OU local food [Titre/Résumé] OU (("neighbourhood" [All Fields] OU "residence characteristics" [MeSH Terms] OU ("residence" [All Fields] ET "characteristics" [All Fields]) OU "residence characteristics" [All Fields] OU "neighborhood" [All Fields]) ET food [Titre/Résumé]) OU "neighborhood food" [Titre/Résumé] OU fast food access [Titre/Résumé] OU food access [Titre/Résumé]) OU "fast foods" [MeSH Terms])) ET "canada" [MeSH Terms]) SAUF school [Titre/Résumé])</td></tr></tbody></table>

Abréviations : IMC, indice de masse corporelle; MCV, maladies cardiovasculaires.

Remarque : Les changements apportés à la chaîne de recherche pour Scopus ne sont pas montrés dans le tableau.

moyen d'un SIG avait été faite ainsi qu'une évaluation des conséquences sur l'alimentation ou l'IMC, (3) des estimations des effets avaient été rapportées, et (4) l'exposition aux points de vente d'aliments concernait le quartier du domicile. Pour éviter une double comptabilisation des résultats, nous avons exclu les articles qui faisaient état d'associations sur la même cohorte qu'une étude déjà incluse et qui utilisaient une méthodologie similaire. L'étude la plus récente ou la plus exhaustive a été utilisée. Nous avons ensuite examiné le texte intégral en fonction des critères d'inclusion et d'exclusion et repéré d'autres références au moyen du suivi des citations.

## Évaluation de la qualité et extraction des données

Les données ont été extraites au moyen d'un formulaire normalisé. Nous avons inclus les résultats en nous basant sur le modèle final des auteurs ou sur le modèle comportant les covariables les plus pertinentes selon notre examinateur. Nous avons tenu compte du type de cadre théorique utilisé par les auteurs et nous avons vérifié si les études prenaient en compte certaines précautions relatives à la qualité des études sur l'environnement alimentaire soulevées par Cobb et ses collaborateurs¹³, notamment la question de l'IMC autodéclaré et la validation des bases de données sur les points de vente d'aliments. Cobb et ses collaborateurs ont

considéré l'autosélection comme un élément important pour l'évaluation de la qualité dans les études incluant des déterminants potentiels à l'échelle locale, mais les études sur l'environnement alimentaire ne tiennent que rarement – voire jamais – compte du choix délibéré des individus de déménager dans un secteur où l'environnement alimentaire serait favorable ou défavorable. Nous aborderons de nouveau ce sujet dans la partie Analyse.

Les indicateurs de la qualité de l'alimentation (scores continus sur la qualité de l'alimentation, consommation de fruits et de légumes et consommation de repas minutes) et l'IMC ont été traités comme deux résultats séparés. Les éléments qui nous intéressaient en matière d'exposition dans le cadre de cette revue étaient les points de vente d'aliments moins sains (établissements de restauration rapide, dépanneurs et mesures synthétiques des « points de vente d'aliments moins sains »), les points de vente d'aliments plus sains (magasins d'alimentation, supermarchés, magasins de fruits et légumes et mesures synthétiques des « points de vente d'aliments plus sains ») et les restaurants autres que les établissements de restauration rapide. Nous nous attendions à ce qu'une plus grande exposition à des points de vente d'aliments moins sains soit associée à une mauvaise qualité de l'alimentation et à un IMC plus élevé, et à ce

qu'une plus grande exposition à des points de vente d'aliments plus sains soit associée à une meilleure qualité de l'alimentation et à un IMC plus faible. Dans le cas des études faisant état de l'ampleur des effets selon les niveaux d'exposition, nous avons examiné les deux regroupements les plus extrêmes (c.-à-d. les quartiles supérieur et inférieur). Nous avons ensuite comparé les associations entre les mesures relatives et les mesures absolues de l'environnement alimentaire. Des études récentes soutiennent que des mesures relatives permettent une meilleure conceptualisation de l'environnement alimentaire grâce à l'exposition simultanée à des points de vente d'aliments plus sains et moins sains¹⁸,¹⁹.

Nous nous sommes intéressés principalement aux effets généraux sur l'échantillon complet afin de synthétiser de manière claire la documentation, étant donné les nombreuses variantes dans la manière de stratifier les résultats. La littérature canadienne sur l'environnement alimentaire a tendance à stratifier les résultats en fonction d'attributs communs (par ex. sexe, ville) mais nous sommes d'avis qu'il est possible de produire des résultats à l'aide de tests multiples et, comme nous craignions que la réduction de la taille de l'échantillon entraîne une réduction de la pertinence de l'étude, nous avons fait état des associations en fonction des échantillons complets lorsque ces données étaient
disponibles et nous avons calculé les résultats en effectuant des regroupements visant à restituer l'échantillon complet si seuls des résultats stratifiés avaient été fournis. Autrement dit, les résultats agrégés portant sur l'échantillon complet que nous avons calculés pour cette revue ne figurent pas dans les documents originaux. Nous avons aussi calculé des intervalles de confiance à 95 % pour les études qui ont fait état de l'ampleur des effets avec écarts-types ou erreurs-types.

## Résultats

Notre recherche a permis de recenser 430 résumés, auxquels 2 articles supplémentaires ont été ajoutés grâce à la consultation des références. Après avoir examiné les titres et les résumés des articles, nous en avons sélectionné 24 pour l'examen du texte intégral, parmi lesquels 17 ont répondu aux critères d'admissibilité

(figure 1). L'étude de Mercille et ses collaborateurs (2016)²⁰ a été exclue car les auteurs ont rapporté des associations pour la même cohorte que celle de l'étude originale de 2012²¹. L'étude de Lebel et ses collaborateurs²² a été exclue car les auteurs ont fait état d'associations pour la même cohorte que celle de Kestens et ses collaborateurs²³ et ont utilisé une méthode similaire, même si elle comprenait moins de mesures de l'exposition.

Sur les 17 études retenues, 13 concernaient les adultes¹⁸,¹⁹,²¹,²³⁻³² et 4, les enfants ou les adolescents³³⁻³⁶. Dans tous les cas, il s'agissait d'études transversales. Huit études ont examiné les conséquences sur l'alimentation¹⁸,²¹,²⁴,²⁶⁻²⁸,³³,³⁶, 8 les conséquences sur l'IMC¹⁹,²³,²⁵,²⁹⁻³¹,³⁴,³⁵ et 1 étude a examiné les conséquences sur l'alimentation et l'IMC³². Douze études ont examiné l'environnement alimentaire dans une ville²⁴,²⁶⁻³⁶; 2, dans 2 villes²¹,²³ et 2, dans 4 à 5 villes¹⁸,¹⁹. Une

étude a examiné l'environnement alimentaire sur l'ensemble du Canada²⁵.

Toutes les études ont utilisé des mesures de l'environnement alimentaire obtenues avec un SIG. Treize études incluaient des mesures de densité¹⁸,¹⁹,²³⁻²⁵,²⁸⁻³⁰,³²⁻³⁶ (p. ex. nombre, nombre par secteur), 4 incluaient des mesures de proximité³²⁻³⁴,³⁶ (p. ex. distance jusqu'au supermarché le plus proche), 2 des mesures de présence²⁶,²⁷ et 7 des mesures relatives¹⁸,¹⁹,²¹,²³,³¹,³²,³⁶ (p. ex. proportion de points de vente d'aliments plus sains). Sept des études ont utilisé une combinaison de ces mesures¹⁸,¹⁹,²³,³²⁻³⁴,³⁶.

Les sources de données pour les points de vente d'aliments et leur emplacement étaient des bases de données exclusive-ment commerciales (n = 10)¹⁸,¹⁹,²¹,²³,²⁵,²⁶,²⁸⁻³⁰,³⁶ ou des registres de planification ou de santé municipaux (n = 7)²⁴,²⁷,³¹⁻³⁵. Parmi les bases de données commerciales, 4 études

<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>FIGURE 1
Diagramme PRISMA des études sélectionnées</figcaption></figure>
avaient utilisé la base de données Zipcom 2005 de Tamec Inc.<sup>21,23,28,36</sup>, 2 les « Enhanced Points of Interest Files » distribuées par DMTI Spatial<sup>18,26</sup>, 1 avait utilisé Infogroup Canada<sup>25</sup>, 1 avait utilisé Dun & Bradstreet Canada<sup>19</sup> et enfin 2 études avaient combiné de multiples sources de données<sup>29,30</sup>. Les unités géographiques servant à caractériser les mesures d'exposition à l'environnement alimentaire du quartier étaient des zones tampons entourant les adresses domiciliaires des participants, les codes postaux ou des unités de quartier plus grandes, comme les secteurs de recensement ou les régions de tri d'acheminement. La taille des zones tampons variait entre 400 m et 1 600 m.

Cinq études<sup>27,29,30,34,36</sup> impliquaient ou rapportaient l'utilisation d'un modèle global reposant sur l'idée que les comportements sont soumis à une multiplicité de déterminants, dont les influences environnementales. Dix études<sup>18,19,21,23-26,31,33,35</sup> impliquaient ou rapportaient l'utilisation d'un modèle global et expliquaient comment l'environnement alimentaire s'insérait dans ce modèle. Deux études<sup>28,32</sup> décrivaient un modèle global spécifique à l'environnement alimentaire ayant déjà été mentionné dans la littérature. Une de ces études renvoyait au modèle élaboré par Glanz et ses collaborateurs<sup>9</sup>, qui établit une distinction entre l'environnement nutritionnel communautaire (l'accès aux points de vente d'aliments) et l'environnement de l'alimentation des consommateurs (par exemple la disponibilité des aliments en magasin, l'aborabilité des aliments et la qualité des aliments) et qui met en lumière le fait que les perceptions sur l'environnement alimentaire peuvent être des médiateurs des associations. Une autre étude enfin avait utilisé les travaux de Cohen et Farley<sup>37</sup> sur le comportement alimentaire comme réponse aux signaux de consommation dans l'environnement alimentaire moderne, mettant en lumière le fait que la sensibilité aux récompenses est un attribut individuel important qui peut encourager les gens à réagir aux signaux liés aux aliments moins sains.

## Scores de la qualité de l'alimentation

Les études qui ont examiné les liens entre l'environnement alimentaire et les scores de la qualité de l'alimentation sont présentées dans le tableau 2. Les participants à l'étude de He et ses collaborateurs<sup>33</sup> ont rempli le questionnaire de fréquence de consommation des aliments Block Kids

2004 afin que soit évaluée leur alimentation au cours des 12 mois précédent l'enquête et que soit créé un indice de saine alimentation modifié — scores de 2005. Les participants à l'étude de McInerney et ses collaborateurs<sup>26</sup> ont rempli en ligne le Questionnaire canadien de fréquence alimentaire II pour les aliments consommés au cours des 12 mois précédents et les participants à l'étude de Minaker et ses collaborateurs<sup>32</sup> ont rempli des registres de consommation pour obtenir un score tiré de l'Indice de saine alimentation adapté pour le Canada. Les participants à l'étude de Nash et ses collaborateurs<sup>27</sup> ont rempli un questionnaire sur leur fréquence de consommation des aliments dans le dernier mois afin d'obtenir des scores basés sur l'indice de qualité de l'alimentation adapté à la grosse, modifié pour correspondre aux lignes directrices canadiennes en matière d'alimentation. Les participants à l'étude de Mercille et ses collaborateurs (2012)<sup>21</sup> ont rempli un questionnaire sur la fréquence de consommation des aliments afin d'évaluer leur consommation alimentaire au cours des 12 mois précédents et de générer des scores d'alimentation « occidentale » et « prudente ».

Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés plus sains ont été associées à des scores de qualité de l'alimentation correspondant aux résultats attendus une fois sur sept (14 %), tandis que les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments moins sains ont été associées à des scores de qualité de l'alimentation correspondant aux résultats attendus une fois sur trois (33 %). Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés plus sains ont été associées à des scores de qualité de l'alimentation correspondant aux résultats attendus une fois sur trois (33 %), tandis que les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments plus sains ont été associées à des scores de qualité de l'alimentation correspondant aux résultats attendus zéro fois sur deux (0 %). Les mesures absolues de l'exposition aux restaurants n'ayant pas des établissements de restauration rapide n'ont pas été associées à un score de qualité de l'alimentation dans les deux associations testées (0 %). Les résultats n'ayant pas été associés à des scores de qualité de l'alimentation correspondant aux résultats attendus étaient peu ou pas concluants.

## Consommation de fruits et légumes

Les études qui ont examiné les liens entre l'environnement alimentaire et la consommation de fruits et de légumes sont présentées dans le tableau 3. Clary et ses collaborateurs<sup>18</sup> et Chum ses collaborateurs<sup>24</sup> ont tous deux évalué la consommation de fruits et légumes au moyen de questions figurant dans le questionnaire sur la fréquence de consommation des aliments de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes. Van Hulst et ses collaborateurs<sup>36</sup> ont utilisé des valeurs moyennes de trois rappels nutritionnels de 24 heures. Clary et ses collaborateurs<sup>18</sup> a transposé les résultats en consommation quotidienne afin d'obtenir une variable de la consommation de fruits et légumes, tandis que Chum et ses collaborateurs<sup>24</sup> et Van Hulst<sup>36</sup> ont attribué à cette variable deux catégories : cinq ou moins et égale ou supérieure à cinq fois par jour.

Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés moins sains ont été associées à une consommation de fruits et légumes correspondant aux résultats attendus 1 fois sur 10 (10 %), tandis que les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments moins sains n'ont pas été associées à une consommation de fruits et légumes dans la seule étude qui a testé cette association (0 %). Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés plus sains étaient associées à une consommation de fruits et légumes correspondant aux résultats attendus 1 fois sur 7 (14 %), tandis que les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments plus sains étaient associées à une consommation de fruits et légumes correspondant aux résultats attendus (100 %) dans la seule étude ayant examiné cette association. Les résultats qui n'ont pas été associés à des conséquences sur la consommation de fruits et légumes correspondant aux résultats attendus étaient peu ou pas concluants.

## Consommation de repas-minute

Les études qui ont examiné les liens entre l'environnement alimentaire et la consommation de repas-minute sont présentées dans le tableau 4. Les participants à l'étude de Paquet et ses collaborateurs<sup>28</sup> devaient indiquer le nombre de fois où ils s'étaient rendus dans un établissement de restauration rapide de leur quartier au
<table><caption>TABLEAU 2
Associations entre l'environnement alimentaire et les scores de qualité de l'alimentation</caption><thead><tr><th>Auteur (année)/ étude/population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur les points de vente d'aliments ?<br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS MOINS SAINS<br>(établissement de restauration rapide [ERR], dépanneur [DP], « détaillant d'aliments moins sains »)</td></tr><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">Mesures absolues (1 résultat sur 7 est associé à des scores continus de qualité de l'alimentation qui correspondent aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Mclnerney et al. (2016)<sup>26</sup><br>Pathways to Health, adultes de 20 ans et plus (n = 446)</td><td>Score continu de qualité de l'alimentation (ISA-C) (plus un score est élevé, meilleure est la qualité)</td><td>Présence de DP ou de magasins multiproduits (oui/non) dans une zone tampon sur distance réticulaire de 400 m</td><td>β = 0,44 (-2,37; 3,25)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre la présence d'un magasin DP ou d'un magasin multiproduits et le score de qualité de l'alimentation.</td><td>Sexe, âge, origine ethnique, état matrimonial, personne(s) à charge à la maison, plus haut niveau de scolarité, revenu brut du ménage, tabagisme, voiture, chien, santé mentale et physique autodéclarée, heures passées en position assise par jour, heures passées dans le quartier au cours d'une semaine type</td><td>Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« Les chercheurs de Montréal ont constaté une fiabilité d'environ 77 % (accord entre la base de données et la vérification au sol en ce qui concerne l'existence, le nom et le lieu du point de destination). »</td></tr><tr><td rowspan="2">Minaker et al. (2013)<sup>132</sup><br>NEWPATH, adultes de 19 ans et plus (n = 1 170)</td><td rowspan="2">Score continu de qualité de l'alimentation (ISA-C) (plus un score est élevé, meilleure est la qualité)</td><td>Distance (km) d'un ERR</td><td>β = 0,84 (-1,43; 3,11)<sup>a</sup><br>Aucune association concluante n'a été établie entre le fait de vivre à 1 km supplémentaire de distance d'un ERR et le score de qualité de l'alimentation.</td><td rowspan="2">Âge, niveau de scolarité, revenu du ménage, ménage avec ou sans voiture</td><td rowspan="2">Non.<br>« Un suivi par observation directe a été utilisé pour garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td>Distance (km) d'un DP</td><td>β = 2,06 (-0,49; 4,61)<sup>a</sup><br>Aucune association concluante n'a été établie entre le fait de vivre à 1 km supplémentaire de distance d'un DP et le score de qualité de l'alimentation.</td></tr><tr><td>Nash et al. (2013)<sup>27</sup><br>Prenatal Health Project, femmes enceintes (n = 2 086)</td><td>Indice canadien sur la qualité de l'alimentation pendant la grossesse (plus l'indice est élevé, meilleur est le résultat)</td><td>Présence d'ERR (oui/non) dans un rayon de 500 m du domicile</td><td>β = -1,26, p < 0,09<br>Aucune association concluante n'a été établie entre la présence d'un ERR et le score de qualité de l'alimentation.</td><td>Résidence au Canada, état matrimonial, parité, niveau de scolarité, gravité des nausées, exercice, tabagisme pendant la grossesse, anxiété, soutien social de la famille, soutien social des amis</td><td>Non.<br>« Les emplacements ont déjà fait l'objet d'une vérification au moyen de visites sur place et d'autres listes de répertoires, et l'exactitude du géocodage a été confirmée au moyen d'une orthophotographie de résolution de 30 cm. »</td></tr><tr><td rowspan="3">He et al. (2012)<sup>33</sup><br>Enquête, élèves 11 à 14 ans (n = 632)</td><td rowspan="3">Score continu de qualité de l'alimentation (ISA) (plus un score est élevé, meilleure est la qualité)</td><td>Distance (km) d'un ERR</td><td>β = 1,10 (-0,17; 2,37)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre le fait de vivre à 1 km ou plus ou à moins de 1 km d'un ERR et le score de qualité de l'alimentation.</td><td rowspan="3">Sexe, niveau de scolarité, scores de détresse du quartier</td><td rowspan="3">Non.<br>« Validé par les chercheurs au moyen d'appels téléphoniques, d'enquêtes sur le terrain et de l'inspection de photographies aériennes, et géocodé à l'adresse du bâtiment. »</td></tr><tr><td>Distance (km) d'un DP</td><td>β = 1,80 (0,25; 3,35)<br>Vivre à 1 km ou plus d'un DP est associé à un score de qualité de l'alimentation plus élevé de 1,80, comparativement à vivre à moins de 1 km d'un DP.</td></tr><tr><td>Nombre d'ERR dans une zone tampon de 1 km autour du domicile</td><td>β = 0,80 (-0,67; 2,27)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une diminution des ERR (de plus de 3 à 0) et le score de qualité de l'alimentation.</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 2 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et les scores de qualité de l'alimentation</caption><thead><tr><th>Auteur (année)/<br>étude/population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6"><strong>Mesures relatives (1 résultat sur 3 est associé à des scores continus de qualité de l'alimentation qui correspondent aux résultats attendus)</strong></td></tr><tr><td>Minaker et al.<br>(2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH, adultes<br>de 19 ans et plus<br>(n = 1 170)</td><td>Score continu<br>de qualité de<br>l'alimentation<br>(ISA-C) (plus un<br>score est élevé,<br>meilleure est<br>la qualité)</td><td>IEVAD (ERR + DP/<br>supermarchés +<br>vendeurs de fruits<br>et légumes) dans<br>un rayon de 1 km<br>du domicile</td><td>β = -0,10 (-0,20; 0,00)<sup>a</sup><br><br>La limite supérieure de<br>l'intervalle de confiance<br>est juste au-dessus de zéro<br>(avant arrondissement), de<br>sorte qu'une augmentation<br>d'un point de l'IEVAD peut<br>être associée à un score<br>inférieur de 0,10 pour la<br>qualité de l'alimentation.</td><td>Âge, niveau de scolarité,<br>revenu du ménage, ménage<br>avec ou sans voiture</td><td>Non.<br><br>« Un suivi par observation<br>directe a été utilisé pour<br>garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td>Mercille et al.<br>(2012)<sup>21</sup><br>VoisiNuAge,<br>personnes âgées<br>de 68 à 84 ans<br>(n = 751)</td><td>Score continu<br>d'une<br>alimentation<br>prudent (plus le<br>score est élevé,<br>meilleur est<br>le résultat)<br><br>Score continu de<br>l'alimentation<br>occidentale (plus<br>un score est bas,<br>meilleur est<br>le résultat)</td><td>ERR/tous les<br>restaurants dans<br>une zone tampon<br>sur distance<br>réticulaire de 500 m<br><br>ERR/tous les<br>restaurants dans<br>une zone tampon<br>sur distance<br>réticulaire de 500 m</td><td>β = -0,96 (-1,85; -0,08)<br><br>Une augmentation du<br>pourcentage de restaurants<br>de type ERR est associée à une<br>diminution de 0,96 du score<br>d'alimentation prudente.<br><br>β = 0,10 (-0,75; 0,95)<br><br>Aucune association concluante<br>n'a été établie entre une<br>augmentation du pourcentage<br>de restaurants qui sont des<br>ERR et le score d'alimentation<br>occidentale.</td><td>Sexe, âge, pays de naissance,<br>état matrimonial, niveau de<br>scolarité, revenu familial,<br>composante physique du SF-36<br>(qualité de vie), dépression,<br>statut fonctionnel, vie et<br>relations avec les autres (SF-36),<br>indice de soutien social, nombre<br>d'enfants vivant à proximité, %<br>de la population dans la région<br>vivant sous le seuil de faible<br>revenu, % de la population dans<br>la région ne parlant ni le<br>français ni l'anglais, % de la<br>population dans la région ayant<br>un diplôme universitaire</td><td>Oui (confirmée par<br>une étude secondaire<br>à Montréal).<br><br>« Une étude de validation<br>de cette base de données a<br>montré un pourcentage de<br>concordance de 0,77, une<br>sensibilité de 0,84 et une<br>valeur prédictive positive<br>de 0,90 pour les magasins<br>d'alimentation suite à des<br>visites sur le terrain pour<br>vérifier ou réfuter la présence<br>de points de vente inscrits. »</td></tr><tr><td colspan="6"><strong>EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS PLUS SAINS<br>(magasin d'alimentation [MA], supermarché [S], magasin de fruits et légumes [MFL], « point de vente d'aliments plus sains »)</strong></td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Mesures absolues (1 résultat sur 3 est associé à des scores continus de qualité de l'alimentation qui correspondent aux résultats attendus)</strong></td></tr><tr><td>McNerney et al.<br>(2016)<sup>26</sup><br>Pathways to Health,<br>adultes de 20 ans et<br>plus (n = 446)</td><td>Score continu<br>de qualité de<br>l'alimentation<br>(ISA-C) (plus un<br>score est élevé,<br>meilleure est<br>la qualité)</td><td>Présence de S ou de<br>MA (oui/non) dans<br>une zone tampon<br>sur distance<br>réticulaire de 400 m</td><td>β = -0,86 (-4,50; 2,77)<br><br>Aucune association concluante<br>n'a été établie entre la présence<br>d'un S ou d'un MA et le score<br>de qualité de l'alimentation.</td><td>Sexe, âge, origine ethnique, état<br>matrimonial, personne(s) à<br>charge à la maison, plus haut<br>niveau de scolarité, revenu brut<br>du ménage, tabagisme, voiture,<br>chien, santé mentale et physique<br>autodéclarée, heures passées en<br>position assise par jour, heures<br>passées dans le quartier au cours<br>d'une semaine type</td><td>Oui (confirmée par<br>une étude secondaire<br>à Montréal).<br><br>« Les chercheurs de Montréal<br>ont constaté une fiabilité<br>d'environ 77 % (entente<br>entre la base de données et<br>la vérification au sol pour<br>l'existence de la destination,<br>le nom et le lieu). »</td></tr><tr><td>Minaker et al.<br>(2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH, adultes<br>de 19 ans et plus<br>(n = 1 170)</td><td>Score continu<br>de qualité de<br>l'alimentation<br>(ISA-C) (plus un<br>score est élevé,<br>meilleure est<br>la qualité)</td><td>Distance (km)<br>d'un MA</td><td>β = -1,46 (-2,67; -0,25)<sup>a</sup><br><br>Une distance additionnelle<br>de 1 km d'un MA est associée<br>à une diminution de 1,46<br>du score de qualité<br>d' l'alimentation.</td><td>Âge, niveau de scolarité,<br>revenu du ménage, ménage<br>avec ou sans voiture</td><td>Non.<br><br>« Un suivi par observation<br>directe a été utilisé pour<br>garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td>He et al. (2012)<sup>33</sup><br>Enquête, élèves 11<br>à 14 ans (n = 632)</td><td>Score de<br>qualité de<br>l'alimentation<br>(ISA-C) (plus un<br>score est élevé,<br>meilleure est<br>la qualité)</td><td>Distance (km) d'un S</td><td>β = 0,16 (-1,64; 1,96)<br><br>Aucune association concluante<br>n'a été établie entre le fait de<br>vivre dans le tertiel le plus élevé<br>ou le plus bas de la distance<br>d'un S et le score de qualité<br>d' l'alimentation.</td><td>Sexe, niveau de scolarité,<br>scores de détresse du quartier</td><td>Non.<br><br>« Validé par les chercheurs<br>au moyen d'appels<br>téléphoniques, d'enquêtes<br>sur le terrain et d'inspections<br>de photographies aériennes,<br>et géocodées à l'adresse<br>du bâtiment. »</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 2 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et les scores de qualité de l'alimentation</caption><thead><tr><th>Auteur (année)/ étude/population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur les points de vente d'aliments ?<br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6">Mesures relatives (0 résultat sur 2 est associé à des scores continus sur la qualité de l'alimentation qui correspondent aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Mercille et al. (2012)<sup>21</sup><br>VoisiNuAge, personnes âgées de 68 à 84 ans (n = 751)</td><td>Score continu d'une alimentation prudente (plus le score est élevé, meilleur est le résultat)<br>Score continu de l'alimentation occidentale (plus un score est bas, meilleur est le résultat)</td><td>Magasins d'alimentation santé/générale dans une zone tampon sur distance réticulaire de 500 m<br>Magasins d'alimentation santé/générale dans une zone tampon sur distance réticulaire de 500 m</td><td>β = -0,25 (-0,96; 0,45)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une augmentation du pourcentage de magasins d'aliments sains et le score d'alimentation prudente.<br>β = -0,28 (-0,96; 0,41)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une augmentation du pourcentage de magasins d'aliments sains et le score d'alimentation occidentale.</td><td>Sexe, âge, pays de naissance, état matrimonial, niveau de scolarité, revenu familial, composante physique du SF-36, dépression, statut fonctionnel, vie et relations avec les autres (SF-36), indice de soutien social, nombre d'enfants vivant à proximité, % de la population dans la région vivant sous le seuil de faible revenu, % de la population dans la région ne parlant ni le français ni l'anglais, % de la population dans la région ayant un diplôme universitaire</td><td>Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« Une étude de validation de cette base de données a montré un pourcentage de concordance de 0,77, une sensibilité de 0,84 et une valeur prédictive positive de 0,90 pour les magasins d'alimentation suite à des visites sur le terrain pour vérifier ou réfuter la présence de points de vente inscrits. »</td></tr><tr><td colspan="6">EXPOSITION À DES RESTAURANTS AUTRES QUE DES ÉTABLISSEMENTS DE RESTAURATION RAPIDE</td></tr><tr><td colspan="6">Mesures absolues (0 résultat sur 2 est associé à des scores continus de qualité de l'alimentation)</td></tr><tr><td>McInerney et al. (2016)<sup>26</sup><br>Pathways to Health, adultes de 20 ans et plus (n = 446)</td><td>Score continu de qualité de l'alimentation (ISA-C) (plus un score est élevé, meilleure est la qualité)</td><td>Présence de restaurants<sup>b</sup> (oui/non) dans une zone tampon sur distance réticulaire de 400 m</td><td>β = -0,71 (-3,11; 1,68)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre la présence d'un restaurant et le score de qualité de l'alimentation.</td><td>Sexe, âge, origine ethnique, état matrimonial, personne(s) à charge à la maison, plus haut niveau de scolarité, revenu brut du ménage, tabagisme, voiture, chien, santé mentale et physique autodéclarée, heures passées en position assise par jour, heures passées dans le quartier au cours d'une semaine type</td><td>Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« Les chercheurs de Montréal ont constaté une fiabilité d'environ 77 % (entente entre la base de données et la vérification au sol pour l'existence de la destination, le nom et le lieu). »</td></tr><tr><td>Minaker et al. (2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH, adultes de 19 ans et plus (n = 1 170)</td><td>Score continu de qualité de l'alimentation (ISA-C) (plus un score est élevé, meilleure est la qualité)</td><td>Nombre de restaurants qui ne sont pas des ERR dans un rayon de 1 km du domicile</td><td>β = 0,03 (-0,03; 0,09)<sup>a</sup><br>Aucune association concluante n'a été établie entre la présence d'un restaurant de plus qui n'est pas un ERR et le score de qualité alimentaire.</td><td>Âge, niveau de scolarité, revenu du ménage, ménage avec ou sans voiture</td><td>Non.<br>« Un suivi par observation directe a été utilisé pour garantir l'exactitude. »</td></tr></tbody></table>

Abréviations : DP, dépanneur; ERR, établissement de restauration rapide; IC, intervalle de confiance; IEVAD, Indice de l'environnement alimentaire au détail; ISA-C, Indice de saine alimentation adapté pour le Canada; MA, magasin d'alimentation; MFL, magasin de fruits et légumes; NEWPATH, Neighbourhood Environments in Waterloo Region: Patterns of Transportation and Health; S, supermarché; SF-36, questionnaire SF-36.

Remarque : Les résultats indiqués en gras sont concluants et correspondent aux résultats attendus.

cours des sept jours précédents et les résultats ont été scindés en deux catégories : une ou plusieurs visites et aucune visite. Les participants à l'étude de Van Hulst et ses collaborateurs³⁶ devaient indiquer s'ils avaient consommé des mets livrés ou à emporter la semaine précédente. Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés moins sains n'ont pas été associées à la consommation de repas-minute dans les cinq associations analysées

(0 %), tandis que les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments moins sains n'ont pas été associées à la consommation de repas-minute dans la seule étude qui a analysé cette association (0 %). Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés plus sains n'ont pas été associées à la consommation de repas-minute dans les deux associations analysées (0 %). Tous les résultats se sont révélés non concluants.

Indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)

Les études qui ont examiné les liens entre l'environnement alimentaire et l'IMC sont présentées dans le tableau 5. Huit études ont évalué l'IMC à l'aide d'autodéclarations et une autre à l'aide de mesures non autodéclarées. Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés moins sains ont été associées

<footnote>a Les résultats stratifiés selon le sexe ont été agrégés.</footnote>

<footnote>b Les auteurs ont combiné les établissements de restauration rapide et les restaurants qui ne sont pas des établissements de restauration rapide.</footnote>
<table><caption>TABLEAU 3
Associations entre l'environnement alimentaire et la consommation de fruits et légumes</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur les<br>points de vente d'aliments ?<br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS MOINS SAINS<br>(établissement de restauration rapide [ERR], dépanneur [DP], « détaillant d'aliments moins sains »)</td></tr><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">Mesures absolues (1 résultat sur 10 est associé à une consommation de fruits et légumes qui correspond aux résultats attendus)</td></tr><tr><td rowspan="4">Chum et al.<br>(2015)<sup>24</sup><br>NEHW, adultes<br>25-65 ans<br>(n = 2 411)</td><td rowspan="4">Probabilité<br>d'une<br>consommation<br>quotidienne<br>de 5 fruits<br>et légumes<br>ou plus</td><td>Nombre d'ERR dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 10 minutes<br>de marche</td><td>RC = 1,08 (0,73; 1,60)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une diminution des ERR (de<br>plus de 3 à 0) et la probabilité de manger<br>5 fruits et légumes ou plus par jour.</td><td rowspan="4">Sexe, âge,<br>niveau de<br>scolarité, santé<br>autoévaluée,<br>état matrimonial,<br>appartenance<br>à une minorité<br>visible, revenu<br>familial</td><td rowspan="4">Non.</td></tr><tr><td>Nombre d'ERR dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 15 minutes<br>de marche</td><td>RC = 1,13 (0,67; 1,93)<br>Aucune association concluante n'a été<br>observée entre une diminution des ERR<br>(de plus de 3 à 0) et la probabilité de<br>consommer 5 fruits et légumes de plus<br>par jour.</td></tr><tr><td>Nombre de points<br>de vente d'aliments<br>moins sains dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 10 minutes<br>de marche</td><td>RC = 1,05 (0,71; 1,54)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une diminution des points<br>de vente d'aliments moins sains (de plus<br>de 3 à 0) et la probabilité de manger<br>5 fruits et légumes ou plus par jour.</td></tr><tr><td>Nombre de points<br>de vente d'aliments<br>moins sains dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 15 minutes<br>de marche</td><td>RC = 1,05 (0,71; 1,54)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une diminution des points de<br>vente d'aliments moins sains (de plus de 3 à<br>0) et la probabilité de manger 5 fruits et<br>légumes ou plus par jour.</td></tr><tr><td rowspan="2">Clary et al.<br>(2015)<sup>18</sup><br>ESCC 2007,<br>2008, 2009,<br>2010<br>18+<br>(n = 49 403)</td><td rowspan="2">Fruits et<br>légumes<br>(portions<br>par jour)</td><td>Noyau de densité<br>des ERR lié au code<br>postal du domicile</td><td>β = -0,04 (-0,06; -0,02)<br>La présence d'un ERR supplémentaire par<br>km² a été associée à une diminution de<br>0,04 des portions de fruits et de légumes<br>consommées par jour.</td><td rowspan="2">Sexe, âge, niveau<br>de scolarité, état<br>civil, origine<br>ethnique, taille<br>du ménage, RMR<br>de la résidence,<br>difficultés<br>matérielles et<br>sociales du<br>quartier, densité<br>générale des<br>points de vente</td><td rowspan="2">Oui (confirmée par une étude<br>secondaire à Montréal).<br>« La représentativité de l'ensemble de<br>données, c'est-à-dire la concordance entre<br>les points de vente figurant sur la liste<br>des EPOI et ceux observés sur le terrain,<br>était de 77,7 % lorsque l'on tenait moins<br>compte des noms d'entreprise, des<br>petites imprécisions quant à la<br>localisation (c.à-d. dans le même secteur<br>de recensement) et que l'on compensait<br>les faux négatifs avec de faux positifs<br>dans la même catégorie de point de vente<br>et le même secteur de recensement. »</td></tr><tr><td>Somme des noyaux<br>de densité des points<br>de vente d'aliments<br>moins sains (ERR +<br>DP) liée au code<br>postal du domicile</td><td>β = -0,01 (-0,03; 0,01)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre la présence d'un point de<br>vente d'aliments moins sains supplémentaire<br>par km² et les portions de fruits et<br>de légumes consommées par jour.</td></tr></tbody></table>

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à des conséquences sur l'IMC correspondant aux résultats attendus 3 fois sur 17 (18 %) et ne correspondant pas aux résultats attendus 2 fois sur 17 (12 %). Les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments malsains ont été associées à des conséquences sur l'IMC correspondant aux résultats attendus 4 fois sur 6 (67 %). Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente

d'aliments présumés plus sains ont été associées à des conséquences sur l'IMC correspondant aux résultats attendus 4 fois sur 8 (50 %). Les mesures absolues de l'exposition aux restaurants qui ne sont pas des ERR ont été associées 6 fois sur 10 (60 %) à des conséquences plus favorables sur l'IMC. Les autres résultats non associés à des conséquences sur l'IMC étaient pour la plupart peu ou pas concluants.

## Mesures absolues et mesures relatives de l'environnement alimentaire de la vente au détail

En ce qui concerne les conséquences sur l'alimentation, les associations avec des mesures absolues correspondaient aux résultats attendus dans 12 % des cas (4 sur 34), tandis que les associations avec des mesures relatives correspondaient aux résultats attendus dans 25 %
<table><caption>TABLEAU 3 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et la consommation de fruits et légumes</caption><thead><tr><th>Auteur (année)/étude/ population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur les points de vente d'aliments ?<br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Van Hulst et al. (2012)<sup>36</sup><br>QUALITÉ, enfants de la 2<sup>e</sup> à la 5<sup>e</sup> année (n = 498)</td><td rowspan="4">Probabilité d'une consommation quotidienne de 5 fruits et légumes ou plus</td><td>Distance (m) d'un ERR</td><td>RC = 1,39 (0,81; 2,40)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre le fait de vivre le plus loin ou le plus près possible d'un ERR et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td><td rowspan="4">Âge et sexe de l'enfant, IMC de la mère, plus haut niveau de scolarité des parents, revenu total du ménage (rajusté en fonction du nombre de personnes dans le ménage)</td><td rowspan="4">Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« Une étude de validité des établissements alimentaires de cette liste, vérifiée par des visites sur place, a révélé un bon niveau de concordance (0,77) et de sensibilité (0,84) et une valeur prédictive positive (0,90). »</td></tr><tr><td>Distance (m) d'un DP</td><td>RC = 0,99 (0,57; 1,72)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre le fait de vivre le plus loin ou le plus près possible d'un DP et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td></tr><tr><td>Noyau de densité des ERR dans une zone tampon sur distance réticulaire de 1 km autour du domicile</td><td>RC = 1,22 (0,68; 2,22)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une diminution, du tertiel le plus élevé au tertiel le plus bas, de la densité des ERR et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td></tr><tr><td>Noyau de densité des DP dans une zone tampon sur distance réticulaire de 1 km autour du domicile</td><td>RC = 1,02 (0,55; 1,91)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une diminution, du tertiel le plus élevé au tertiel le plus bas, de la densité des DP et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td></tr><tr><td colspan="6">Mesures relatives (0 résultat sur 1 est associé à une consommation de fruits et légumes qui correspond aux résultats attendus)</td></tr><tr><td rowspan="2">Van Hulst et al. (2012)<sup>36</sup><br>QUALITÉ, enfants de la 2<sup>e</sup> à la 5<sup>e</sup> année (n = 498)</td><td rowspan="2">Probabilité d'une consommation quotidienne de 5 fruits et légumes ou plus</td><td>IEVAD (ERR + DP/S + magasins d'aliments spécialisés) dans un rayon de 1 km du domicile</td><td>RC = 0,90 (0,58; 1,42)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre un score d'IEVAD supérieur ou égal au 75<sup>e</sup> percentile approximatif ou un score d'IEVAD inférieur au 75<sup>e</sup> percentile approximatif et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td><td>Âge et sexe de l'enfant, IMC de la mère, plus haut niveau de scolarité des parents, revenu total du ménage (rajusté en fonction du nombre de personnes dans le ménage)</td><td>Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« Une étude de validité des établissements alimentaires de cette liste, vérifiée par des visites sur place, a révélé un bon niveau de concordance (0,77) et de sensibilité (0,84) et une valeur prédictive positive (0,90). »</td></tr><tr><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="6">EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS PLUS SAINS (magasin d'alimentation [MA], supermarché [S], magasin de fruits et légumes [MFL], « point de vente d'aliments plus sains »)</td></tr><tr><td colspan="6">Mesures absolues (1 résultat sur 7 est associé à une consommation de fruits et légumes qui correspond aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Chum et al. (2015)<sup>24</sup><br>NEHW, adultes 25 à 65 ans (n = 2 411)</td><td>Probabilité d'une consommation quotidienne de 5 fruits et légumes ou plus</td><td>Nombre de points de vente d'aliments plus sains dans une zone tampon sur distance réticulaire de 10 minutes de marche<br>Nombre de points de vente d'aliments plus sains dans une zone tampon sur distance réticulaire de 15 minutes de marche</td><td>RC = 1,25 (0,80; 1,96)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une augmentation des points de vente d'aliments plus sains (de 0 à plus de 3) et la probabilité de consommer 5 fruits et légumes ou plus par jour.<br>RC = 1,18 (0,94; 1,50)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une augmentation des points de vente d'aliments plus sains (de 0 à plus de 3) et la probabilité de consommer 5 fruits et légumes ou plus par jour.</td><td>Sexe, âge, niveau de scolarité, santé autoévaluée, état matrimonial, appartenance à une minorité visible, revenu familial</td><td>Non.</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 3 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et la consommation de fruits et légumes</caption><thead><tr><th>Auteur (année)/étude/ population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur les points de vente d'aliments ?<br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="3">Clary et al. (2015)<sup>18</sup><br>ESCC 2007, 2008, 2009, 2010, adultes 18 ans et plus (n = 49 403)</td><td rowspan="3">Fruits et légumes (portions par jour)</td><td>Noyau de densité des S lié au code postal à domicile</td><td>β = 0,12 (-0,01; 0,25)<br>La limite inférieure de l'intervalle de confiance est tout juste inférieure à zéro, de sorte qu'un S supplémentaire par km² peut être associé à une augmentation de 0,122 des portions de fruits et de légumes par jour.</td><td rowspan="3">Sexe, âge, niveau de scolarité, état civil, origine ethnique, taille du ménage, RMR de la résidence, difficultés matérielles et sociales du quartier, densité générale des points de vente</td><td rowspan="3">Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« La représentativité de l'ensemble de données, c'est-à-dire la concordance entre les points de vente figurant sur la liste des EPOI et ceux observés sur le terrain, était de 77,7 % lorsque l'on tenait moins compte des noms d'entreprise, des petites imprécisions quant à la localisation (c..-à-d. dans le même secteur de recensement) et que l'on compensait les faux négatifs avec de faux positifs dans la même catégorie de point de vente et le même secteur de recensement. »</td></tr><tr><td>Noyau de densité des MFL lié au code postal à domicile</td><td>β = 0,03 (0,00; 0,05), p &lt; 0,05<br>La présence d'un MFL supplémentaire par km² a été associée à une augmentation de 0,03 de la portion de fruits et légumes consommée par jour.</td></tr><tr><td>Somme des noyaux de densité des points de vente d'aliments plus sains (S + MFL + MA + Magasin d'alimentation naturelle) liés au code postal du domicile</td><td>β = 0,01 (0,00; 0,03)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre la présence d'un point de vente d'aliments plus sains supplémentaire par km² et les portions de fruits et de légumes consommées par jour.</td></tr><tr><td rowspan="2">Van Hulst et al. (2012)<sup>36</sup><br>QUALITÉ, enfants de la 2<sup>e</sup> à la 5<sup>e</sup> année (n = 498)</td><td rowspan="2">Probabilité d'une consommation quotidienne de 5 fruits et légumes ou plus</td><td>Distance (m) d'un S</td><td>RC = 1,09 (0,62; 1,91)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre le fait de vivre le plus loin ou le plus près possible d'un S et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td><td rowspan="2">Âge et sexe de l'enfant, IMC de la mère, plus haut niveau de scolarité des parents, revenu total du ménage (rajusté en fonction du nombre de personnes dans le ménage)</td><td rowspan="2">Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« Une étude de validité des établissements alimentaires de cette liste, vérifiée par des visites sur place, a révélé un bon niveau de concordance (0,77) et de sensibilité (0,84) et une valeur prédictive positive (0,90). »</td></tr><tr><td>Noyau de densité des S dans dans une zone tampon sur distance réticulaire de 1 km autour du domicile</td><td>RC = 1,11 (0,63; 1,93)<br>Aucune association concluante n'a été établie entre une diminution, du tertiel le plus élevé au tertiel le plus bas, de la densité de S et la probabilité de manger 5 fruits ou légumes ou plus par jour.</td></tr><tr><th colspan="6">Mesures relatives (1 résultat sur 1 est associé à une consommation de fruits et légumes qui correspond aux résultats attendus)</th></tr><tr><td>Clary et al. (2015)<sup>18</sup><br>ESCC 2007, 2008, 2009, 2010, adultes 18 ans et plus (n = 49 403)</td><td>Fruits et légumes (portions par jour)</td><td>Magasins d'aliments plus sains/magasins d'aliments plus sains + moins sains liés au code postal à domicile</td><td>β = 0,01 (0,00; 0,01), p &lt; 0,001<br>Une augmentation d'un point de la proportion de magasins d'aliments sains est associée à une augmentation de 0,01 des portions de fruits et légumes consommées par jour.</td><td>Sexe, âge, niveau de scolarité, état civil, origine ethnique, taille du ménage, RMR de la résidence, difficultés matérielles et sociales du quartier, densité générale des points de vente</td><td>Oui (confirmée par une étude secondaire à Montréal).<br>« La représentativité de l'ensemble de données, c'est-à-dire la concordance entre les points de vente figurant sur la liste des EPOI et ceux observés sur le terrain, était de 77,7 % lorsque l'on tenait moins compte des noms d'entreprise, des petites imprécisions quant à la localisation (c..-à-d. dans le même secteur de recensement) et que l'on compensait les faux négatifs avec de faux positifs dans la même catégorie de point de vente et le même secteur de recensement. »</td></tr></tbody></table>

Abréviations : DP, dépanneur; EPOI, Enhanced Points of Interest; ERR, établissement de restauration rapide; ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; IC, intervalle de confiance; IEVAD, indice de l'environnement de vente des aliments au détail; MA, magasin d'alimentation; MFL, magasin de fruits et légumes; NEHW, Neighbourhood Effects on Health and Well-being; RC, rapport de cotes; RMR, région métropolitaine de recensement; QUALITY, Quebec Adipose and Lifestyle Investigation in Youth; S, supermarché.

Remarque : Les résultats indiqués en gras sont concluants et correspondent aux résultats attendus.
<table><caption>TABLEAU 4
Associations entre l'environnement alimentaire et la consommation de repas-minute</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur<br>les points de vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS MOINS SAINS<br>(établissement de restauration rapide [ERR], dépanneur [DP], « détaillant d'aliments moins sains »)</td></tr><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">Mesures absolues (0 résultat sur 1 est associé à une consommation de repas-minute correspondant aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Paquet et al.<br>(2010)<sup>28</sup><br>MNSLH, adultes<br>18 à 55 ans<br>(n = 415)</td><td>Probabilité<br>d'avoir<br>consommé<br>un repas-<br>minute au<br>cours des<br>7 derniers<br>jours<br>(autodécla-<br>ration)</td><td>Nombre d'ERR dans<br>une zone tampon<br>circulaire de 500 m</td><td>RC = 0,92 (0,80; 1,05)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre un ERR supplémentaire<br>et la probabilité d'avoir consommé<br>un repas-minute au cours des<br>7 derniers jours.</td><td>Âge, sexe, niveau<br>de scolarité, revenu<br>du ménage</td><td>Oui (confirmée par une<br>étude secondaire à Montréal).<br><br>« Une étude de validation de cette base<br>de données commerciale dans la RMR de<br>Montréal a démontré qu'elle était valide<br>quant à la probabilité qu'un établisse-<br>ment inscrit soit présent sur le terrain<br>(valeur prédictive positive = 0,90) et qu'un<br>établissement alimentaire présent sur le<br>terrain ait été correctement inscrit dans la<br>base de données (sensibilité = 0,84). »</td></tr><tr><td>Van Hulst et al.<br>(2012)<sup>36</sup><br>QUALITÉ,<br>enfants de la 2<sup>e</sup><br>à la 5<sup>e</sup> année<br>(n = 506)</td><td>Probabilité<br>d'avoir<br>mangé des<br>mets livrés<br>ou à<br>emporter<br>au cours de<br>la dernière<br>semaine</td><td>Distance (m)<br>d'un ERR</td><td>RC = 1,03 (0,61; 1,73)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre le fait de vivre le plus loin<br>ou le plus près possible d'un ERR et la<br>probabilité d'avoir mangé des mets<br>livrés ou à emporter au cours de la<br>dernière semaine.</td><td>Âge et sexe de<br>l'enfant, IMC de<br>la mère, plus haut<br>niveau de scolarité<br>des parents, revenu<br>total du ménage<br>(rajusté en fonction<br>du nombre de<br>personnes dans<br>le ménage)</td><td>Oui (confirmée par une étude<br>secondaire à Montréal).<br><br>« Une étude de validité des établisse-<br>ments alimentaires de cette liste, vérifiée<br>par des visites sur place, a révélé un bon<br>niveau de concordance (0,77) et de<br>sensibilité (0,84) et une valeur prédictive<br>positive (0,90). »</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Distance (m)<br>d'un DP</td><td>RC = 0,93 (0,55; 1,56)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre le fait de vivre le plus loin<br>ou le plus près possible d'un DP et la<br>probabilité d'avoir mangé des mets<br>livrés ou à emporter au cours de la<br>dernière semaine</td><td></td><td></td></tr><tr><td></td><td></td><td>Noyau de densité<br>des ERR dans une<br>zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 1 km autour<br>du domicile</td><td>RC = 1,11 (0,63; 1,98)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une diminution, du tertiel<br>le plus élevé au tertiel le plus bas, de la<br>densité des ERR et la probabilité d'avoir<br>mangé des mets livrés ou à emporter au<br>cours de la dernière semaine.</td><td></td><td></td></tr><tr><td></td><td></td><td>Noyau de densité<br>des DP dans une<br>zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 1 km autour<br>du domicile</td><td>RC = 0,93 (0,51; 1,70)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une diminution, du tertiel<br>le plus élevé au tertiel le plus bas, de la<br>densité des DP et la probabilité d'avoir<br>mangé des mets livrés ou à emporter au<br>cours de la dernière semaine.</td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">Mesures relatives (0 résultat sur 1 est associé à une consommation de repas-minute correspondant aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Van Hulst et al.<br>(2012)<sup>36</sup><br>QUALITÉ,<br>enfants de la 2<sup>e</sup><br>à la 5<sup>e</sup> année<br>(n = 506)</td><td>Probabilité<br>d'avoir<br>mangé<br>des mets<br>livrés ou à<br>emporter au<br>cours de la<br>dernière<br>semaine</td><td>IEVAD (ERR + DP/S<br>+ magasins<br>d'aliments<br>spécialisés)<br>dans un rayon<br>de 1 km du<br>domicile</td><td>RC = 1,35 (0,89; 2,05)<br>Aucune association concluante n'a<br>été établie entre un score d'IEVAD<br>supérieur ou égal au 75<sup>e</sup> percentile<br>approximatif ou un score d'IEVAD<br>inférieur au 75<sup>e</sup> percentile approximatif<br>et la probabilité d'avoir mangé des mets<br>livrés ou à emporter au cours de la<br>dernière semaine.</td><td>Âge et sexe de<br>l'enfant, IMC de<br>la mère, plus haut<br>niveau de scolarité<br>des parents, revenu<br>total du ménage<br>(rajusté en fonction<br>du nombre de<br>personnes dans<br>le ménage)</td><td>Oui (confirmée par une étude<br>secondaire à Montréal).<br><br>« Une étude de validité des établisse-<br>ments alimentaires de cette liste, vérifiée<br>par des visites sur place, a révélé un bon<br>niveau de concordance (0,77) et de<br>sensibilité (0,84) et une valeur prédictive<br>positive (0,90). »</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 4 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et la consommation de repas-minute</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de données sur<br>les points de vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS PLUS SAINS<br>(magasin d'alimentation [MA], supermarché [S], magasin de fruits et légumes [MFL], « point de vente d'aliments plus sains »)</td></tr><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">Mesures absolues (0 résultat sur 1 est associé à une consommation de repas-minute correspondant aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Van Hulst et al.<br>(2012)<sup>36</sup><br>QUALITÉ,<br>enfants de la 2<sup>e</sup><br>à la 5<sup>e</sup> année<br>(n = 506)</td><td>Probabilité<br>d'avoir<br>mangé des<br>mets livrés<br>ou à<br>emporter<br>au cours de<br>la dernière<br>semaine</td><td>Distance (m)<br>d'un S</td><td>RC = 0,96 (0,56; 1,65)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre le fait de vivre le plus loin<br>ou le plus près possible d'un S et la<br>probabilité d'avoir mangé des mets<br>livrés ou à emporter au cours de la<br>dernière semaine.</td><td>Âge et sexe de<br>l'enfant, IMC de<br>la mère, plus haut<br>niveau de scolarité<br>des parents, revenu<br>total du ménage<br>(rajusté en fonction<br>du nombre de<br>personnes dans<br>le ménage)</td><td>Oui (confirmée par une étude<br>secondaire à Montréal).<br><br>« Une étude de validité des établissements alimentaires de cette liste, vérifiée par des visites sur place, a révélé un bon niveau de concordance<br>(0,77) et de sensibilité (0,84) et une<br>valeur prédictive positive (0,90). »</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Noyau de densité<br>des S dans une zone<br>tampon sur distance<br>réticulaire de 1 km<br>du domicile</td><td>RC = 0,91 (0,53; 1,58)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une diminution, du tertiel<br>le plus élevé au tertiel le plus bas, de la<br>densité de S et la probabilité d'avoir<br>mangé des mets livrés ou à emporter<br>au cours de la dernière semaine.</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Abréviations : DP, dépanneur; ERR, établissement de restauration rapide; IC, intervalle de confiance; IEVAD, indice de l'environnement de vente des aliments au détail; IMC, indice de masse corporelle; MA, magasin d'alimentation; MFL, magasin de fruits et légumes; MNSLH, Montreal Neighbourhood Survey of Lifestyle and Health; RC, rapport de cotes; RMR, région métropolitaine de recensement; QUALITY, Quebec Adipose and Lifestyle Investigation in Youth; S, supermarché.

des cas (2 sur 8). En ce qui concerne l'IMC, les associations avec des mesures absolues correspondaient aux résultats attendus dans 28 % des cas (7 sur 25), tandis que les associations avec des mesures relatives correspondaient aux résultats attendus dans 67 % des cas (4 sur 6). Si on tient compte de l'ensemble des conséquences, les associations avec des mesures absolues correspondaient aux résultats attendus dans 19 % des cas (11 sur 54), tandis que les associations avec des mesures relatives correspondaient aux résultats attendus dans 43 % des cas (6 sur 14).

## Qualité de l'étude

Toutes les études étaient transversales, ce qui a limité notre capacité de tirer des conclusions en matière de causalité. La grande majorité des études<sup>19,23,25,29-31,32,35 (89 %) qui portaient sur l'IMC se basaient sur la taille et le poids autodéclarés. L'autodéclaration de la taille et du poids peut constituer une approche efficace lorsque de grands ensembles de données sont utilisés et que l'on tient compte des corrections découlant de déclarations erronées<sup>38</sup>. Neuf études<sup>24,25,27,29,30,31,32,33,34 (53 %) n'ont pas indiqué dans quelle mesure les données sur les aliments au détail correspondaient aux points de vente d'aliments réellement présents sur le

terrain. Sur les huit études faisant état de résultats de validation, une étude<sup>35</sup> a effectué des vérifications de terrain sur un petit sous-ensemble de données et a déterminé un taux d'exactitude de 100 %; six études<sup>18,21,23,26,28,36</sup> ont mentionné des études secondaires de validation et ont fait état d'une validité modérée à élevée et enfin une étude<sup>19</sup> a validé un sous-ensemble de points de vente d'aliments par rapport à une liste établie par des inspecteurs en santé publique et a trouvé une concordance élevée.

## Analyse

Notre étude était motivée par le désir d'examiner de manière systématique l'ensemble des données probantes sur le rôle de l'environnement alimentaire dans la qualité de l'alimentation et l'IMC au sein de la population canadienne. L'hétérogénéité dans les mesures de l'exposition et la détermination des conséquences ayant rendu difficile la comparaison de l'ampleur des effets, nous nous sommes centrés sur la tendance générale des associations entre ce que l'on pense être des conséquences sur l'alimentation et l'IMC et les points de vente d'aliments moins sains ou plus sains et les restaurants. Dans l'ensemble, le corpus des études examinées se caractérise par un grand nombre de résultats non concluants. Nous

avons trouvé peu de preuves à l'appui de l'hypothèse selon laquelle l'environnement alimentaire a une influence sur la qualité de l'alimentation. Le pourcentage d'associations qui correspondaient aux résultats attendus était, sauf dans un cas, inférieur à 33 % pour toutes les catégories d'exposition et les conséquences sur la qualité de l'alimentation. La seule association qui a testé la relation entre une mesure relative (proportion de points de vente d'aliments plus sains) et la consommation de fruits et légumes a correspondu aux résultats attendus.

Les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments présumés plus sains étaient associées dans 50 % des cas à un IMC correspondant aux résultats attendus et les mesures relatives de l'exposition représentant la proportion de points de vente d'aliments malsains étaient associées dans 67 % des cas à un IMC correspondant aux résultats attendus. Les mesures absolues de l'exposition aux restaurants n'étant pas des établissements de restauration rapide étaient associées dans 60 % à un profil d'IMC plus favorable. Les associations qui ne correspondaient pas aux résultats attendus étaient peu ou pas concluantes, mais elles n'excluaient pas la possibilité qu'une association existe. Étant donné que certaines
<table><caption>TABLEAU 5
Associations entre l'environnement alimentaire et l'indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/'étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS MOINS SAINS<br>(établissement de restauration rapide [ERR], dépanneur [DP], « détaillant d'aliments moins sains »)</td></tr><tr><td colspan="6" style="text-align: center; font-weight: bold;">Mesures absolues (3 résultats sur 17 sont associés à un IMC correspondant aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Polsky et al.,<br>(2016)<sup>19</sup><br>ESCC 2005,<br>2007-2008,<br>2009-2010,<br>adultes 18 ans et<br>plus (n = 10 199)</td><td>Probabilité<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 30)<br>IMC continu</td><td>Densité des ERR<br>dans une zone<br>tampon de<br>10 minutes<br>de marche</td><td>RC = 1,03 (0,95; 1,12)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une augmentation d'un<br>écart interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le<br>75<sup>e</sup> percentile) dans les ERR par km<sup>2</sup><br>et la probabilité d'obésité.<br>β = 0,11 (-0,02; 0,24)<br>La limite inférieure de l'intervalle de<br>confiance est tout juste inférieure à<br>zéro, de sorte qu'une augmentation<br>de l'écart interquartile (entre le 25<sup>e</sup><br>et le 75<sup>e</sup> percentile) dans le nombre<br>d'ERR par km<sup>2</sup> peut être associée à<br>un IMC plus élevé de 0,11 kg/m<sup>2</sup>.</td><td>Âge, état civil, groupe culturel/<br>ethnique, statut d'immigrant,<br>niveau de scolarité, ville de<br>résidence, cycle d'enquête,<br>difficultés matérielles de la<br>région, potentiel piétonnier</td><td>Oui.<br><br>« Nous avons pu aussi valider<br>un sous-ensemble de notre<br>liste finale de restaurants<br>pour Toronto par rapport<br>à une liste contemporaine<br>établie par des inspecteurs<br>en santé publique [...] et les<br>résultats ont montré un<br>niveau élevé de concordance<br>(tous les coefficients de<br>corrélation intraclasse<br>> 0,80; données non<br>montrées). »</td></tr><tr><td>Larsen et al.<br>(2015)<sup>34</sup><br>BEAT, élèves de<br>5<sup>e</sup> et 6<sup>e</sup> année<br>(n = 1 035)</td><td>Probabilité<br>de surpoids<br>ou d'obésité</td><td>Densité des ERR<br>dans une zone<br>tampon sur distance<br>réticulaire de 1 km</td><td>RC = 0,98 (0,95; 1,00)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre un ERR supplémentaire<br>par km<sup>2</sup> et la probabilité de surpoids<br>ou d'obésité.<br>Distance (km)<br>d'un ERR</td><td>Sexe, âge,<br>revenu médian<br>du ménage</td><td>Non.</td></tr><tr><td rowspan="3">Hollands et al.<br>(2014)<sup>25</sup><br>ESCC 2007-2008,<br>adultes 18 à<br>65 ans<br>(n = 84 341)</td><td rowspan="3">IMC continu</td><td>Densité des « points<br>de vente d'aliments<br>moins sains » dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 1 km</td><td>RC = 1,26 (0,87; 1,83)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une distance supplémen-<br>taire de 1 km d'un ERR et la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td rowspan="3">Tabagisme, consommation<br>d'alcool, activité physique,<br>consommation de fruits<br>et de légumes, activité<br>sédentaire, immigration,<br>origine ethnique, marché du<br>travail, revenu, niveau de<br>scolarité, sécurité alimentaire,<br>sexe,<br>état matrimonial, enfants,<br>région urbaine, province</td><td rowspan="3">Non.</td></tr><tr><td>Distance (km)<br>d'un « point de vente<br>d'aliments moins<br>sains »</td><td>RC = 1,00 (1,00; 1,00)<br>Aucune association n'a été établie<br>entre une distance supplémentaire de<br>1 km d'un point de vente d'aliments<br>moins sains et la probabilité de<br>surpoids ou d'obésité.</td></tr><tr><td>Densité des ERR<br>dans les régions de<br>tri d'acheminement</td><td>β = 0,03 (0,02; 0,05)<br>La présence d'un ERR supplémentaire<br>par 10 000 habitants est associée à une<br>augmentation de 0,03 kg/m<sup>2</sup> de l'IMC.</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 5 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et l'indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td>Minaker et al.<br>(2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH,<br>adultes 19 ans et<br>plus (n = 4 102)</td><td>IMC continu</td><td>Distance (km)<br>d'un ERR</td><td>β = -0,74 (-1,48; 0,01)<sup>a</sup><br>La limite supérieure de l'intervalle<br>de confiance est juste au-dessus de zéro,<br>de sorte qu'une distance supplémentaire<br>de 1 km d'un ERR peut être<br>associée à un IMC inférieur de 0,74 kg/<br>m².</td><td>Âge, niveau de scolarité,<br>revenu du ménage, ménage<br>avec ou sans voiture</td><td>Non.<br>« Un suivi par observation<br>directe a été utilisé pour<br>garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Distance (km)<br>d'un DP</td><td>β = -0,85 (-1,63; -0,07)<sup>a</sup><br>Une distance supplémentaire de 1 km<br>d'un DP est associée à un IMC inférieur<br>de 0,85 kg/m².</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Kestens et al.<br>(2012)<sup>23</sup><br>ESCC 2003,<br>2005, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 578)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Noyau de densité des<br>ERR avec fenêtre<br>adaptative</td><td>RC = 0,68 (0,58; 0,80)<sup>b</sup><br>Une augmentation, du quartile<br>inférieur au quartile supérieur, de la<br>densité des ERR est associée à une<br>diminution de 32 % de la probabilité<br>de surpoids ou d'obésité.</td><td>Âge, sexe, profession, type<br>de ménage, taille du ménage,<br>revenu, niveau de scolarité</td><td>Oui (confirmée par<br>une étude secondaire<br>à Montréal).<br>« Une étude de vérification<br>sur place a montré une<br>validité suffisante du<br>registre des magasins<br>d'alimentation. »</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Noyau de densité des<br>DP avec fenêtre<br>adaptative</td><td>RC = 0,59 (0,49; 0,70)<sup>b</sup><br>Une augmentation, du quartile<br>inférieur au quartile supérieur, de la<br>densité des ERR est associée à une<br>diminution de 41 % de la probabilité<br>de surpoids ou d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Prince et al.<br>(2012)<sup>30</sup><br>ESCC 2000-2001,<br>2003, 2005,<br>2007, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 4 727)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Densité des ERR<br>dans le quartier<br>(plupart des<br>quartiers ≥ 4 000 ha-<br>bitants)</td><td>RC = 1,31 (1,11; 1,52)<sup>a</sup><br>La présence d'un ERR supplémentaire<br>par 1 000 habitants est associée à<br>une augmentation de 31 % de la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td>Âge, scolarité, revenu du<br>ménage, tabagisme, saison<br>de collecte des données,<br>activité physique récréative</td><td>Non (certains points<br>de vente ont été vérifiés,<br>mais l'ensemble de données<br>n'a pas été validé).</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Densité des DP dans<br>le quartier<br>(la plupart des<br>quartiers ≥ 4 000 ha-<br>bitants)</td><td>RC = 1,03 (0,94; 1,12)<sup>a</sup><br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre un DP supplémentaire<br>par 1 000 habitants et la probabilité<br>de surpoids ou d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Gilliland et al.<br>(2012)<sup>35</sup><br>Sondage, élèves<br>âgés de 10 à 14<br>ans (n = 891)</td><td>Écart réduit de<br>l'IMC selon<br>l'âge</td><td>Nombre d'ERR dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 500 m autour du<br>domicile</td><td>β = 0,01 (-0,23; 0,25)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre un ERR supplémentaire<br>et un écart réduit d'IMC propre à<br>l'âge.</td><td>Âge, sexe</td><td>Oui.<br>« Pour valider sur le terrain<br>la base de données, des<br>adjoints de recherche formés<br>ont effectué des vérifications<br>environnementales sur place<br>dans une zone tampon de<br>1 000 m autour de six des<br>écoles échantillonnées au<br>cours de la même période<br>que les enquêtes et ont<br>confirmé l'exactitude<br>à 100 % de la base<br>de données. »</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Nombre de DP dans<br>une zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 500 m autour<br>du domicile</td><td>β = 0,19 (-0,05; 0,43)<br>La limite inférieure de l'intervalle de<br>confiance est tout juste inférieure à<br>zéro, de sorte qu'un DP supplémentaire<br>peut être associé à un écart<br>réduit d'IMC par âge plus élevé de<br>0,19 kg/m².</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 5 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et l'indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td>Prince et al.<br>(2011)<sup>29</sup><br>EQO, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 025)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Densité des ERR<br>dans le quartier<br>(plupart des<br>quartiers > 4 000 ha-<br>bitants)<br><br>Densité des DP dans<br>le quartier (plupart<br>des quartiers<br>> 4 000 habitants)</td><td>RC = 1,09 (0,97; 1,23)<sup>a</sup><br><br>La limite inférieure de l'intervalle de<br>confiance est tout juste inférieure à un,<br>de sorte qu'un ERR supplémentaire par<br>1 000 habitants peut être associé à une<br>probabilité de surpoids ou d'obésité<br>9 % plus élevée.<br><br>RC = 1,17 (0,87; 1,57)<sup>a</sup><br><br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre un DP supplémentaire par<br>1 000 habitants et la probabilité<br>de surpoids ou d'obésité.</td><td>Âge, scolarité, revenu du<br>ménage, tabagisme, saison<br>de collecte des données</td><td>Non (certains points de<br>vente ont été vérifiés, mais<br>l'ensemble de données n'a<br>pas été validé).</td></tr><tr><td colspan="6">Mesures relatives (4 résultats sur 6 sont associés à un IMC correspondant aux résultats attendus)</td></tr><tr><td>Polsky et al.<br>(2016)<sup>19</sup><br>ESCC 2005,<br>2007-2008,<br>2009-2010,<br>adultes 18 ans et<br>plus (n = 10 199)</td><td>Probabilités<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 30)</td><td>ERR/tous les<br>restaurants dans une<br>zone tampon de<br>10 minutes<br>de marche</td><td>RC = 1,15 (1,02; 1,29)<br><br>Une augmentation de 1 écart<br>interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le 75<sup>e</sup><br>percentile) dans la proportion des<br>ERR dans le nombre total de<br>restaurants est associée à une<br>augmentation de 15 % de la<br>probabilité d'obésité.<br><br>β = 0,21 (0,00; 0,41) p < 0,05<br><br>Une augmentation de 1 écart<br>interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le 75<sup>e</sup><br>percentile) dans la proportion des<br>ERR dans le nombre total de<br>restaurants est associée à une<br>augmentation de 0,21 kg/m<sup>2</sup><br>de l'IMC.</td><td>Âge, état civil, groupe culturel/<br>ethnique, statut d'immigrant,<br>niveau de scolarité, ville de<br>résidence, cycle d'enquête,<br>difficultés matérielles de la<br>région, potentiel piétonnier</td><td>Oui.<br><br>« Nous avons pu aussi valider<br>un sous-ensemble de notre<br>liste finale de restaurants<br>pour Toronto par rapport<br>à une liste contemporaine<br>établie par des inspecteurs<br>en santé publique [...] et<br>les résultats ont montré un<br>niveau élevé de concordance<br>(tous les coefficients de<br>corrélation intraclass<br>> 0,80; données non<br>montrées). »</td></tr><tr><td>Minaker et al.<br>(2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH,<br>adultes 19 ans et<br>plus<br>(n = 4 102)</td><td>IMC continu</td><td>IEVAD (ERR + DP/S<br>+ vendeurs de fruits<br>et légumes) dans un<br>rayon de 1 km du<br>domicile</td><td>β = 0,06 (0,00; 0,11)<sup>a</sup><br><br>La limite inférieure de l'intervalle de<br>confiance est tout juste inférieure à<br>zéro (avant arrondissement), de<br>sorte qu'une augmentation unitaire<br>supplémentaire de l'IEVAD peut<br>être associée à un IMC plus élevé<br>de 0,06 kg/m<sup>2</sup>.</td><td>Âge, niveau de scolarité,<br>revenu du ménage, ménage<br>avec ou sans voiture</td><td>Non.<br><br>« Un suivi par observation<br>directe a été utilisé pour<br>garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td>Kestens et al.<br>(2012)<sup>23</sup><br>ESCC 2003,<br>2005, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 578)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>ERR/tous les<br>restaurants dans<br>un noyau à fenêtre<br>adaptative</td><td>RC = 1,44 (1,21; 1,73)<sup>b</sup><br><br>Une augmentation, du quartile<br>inférieur au quartile supérieur, de la<br>proportion des ERR est associée à une<br>augmentation de 44 % de la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td>Âge, sexe, profession, type<br>de ménage, taille du ménage,<br>revenu, niveau de scolarité</td><td>Oui (confirmée par<br>une étude secondaire<br>à Montréal).<br><br>« Une étude de vérification<br>sur place a montré une<br>validité suffisante du<br>registre des magasins<br>d'alimentation. »</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 5 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et l'indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td>Spence et al.<br>(2009)<sup>31</sup><br>ESP, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 2 900)</td><td>Probabilité<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 30)</td><td>IEVAD (ERR + DP/<br>MA) dans une zone<br>tampon de 800 m</td><td>RC = 0,74 (0,59; 0,94)<br>Un score IEVAD dans la catégorie la<br>plus faible par rapport à la catégorie<br>la plus élevée est associé à une<br>diminution de 26 % de la probabilité<br>d'obésité.</td><td>Âge, sexe, niveau de scolarité,<br>SS du quartier</td><td>Non.</td></tr><tr><td></td><td></td><td>IEVAD (ERR + DP/<br>MA) dans une zone<br>tampon de 1 600 m</td><td>RC = 0,85 (0,66; 1,10)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre la catégorie la plus faible<br>ou la plus élevée du score de l'IEVAD<br>et la probabilité d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="6"><strong>EXPOSITION À DES POINTS DE VENTE D'ALIMENTS PLUS SAINS<br>(magasin d'alimentation [MA], supermarché [S], magasin de fruits et légumes [MFL], « point de vente d'aliments plus sains »)</strong></td></tr><tr><td colspan="6"><strong>Mesures absolues (4 résultats sur 8 sont associés à un IMC correspondant aux résultats attendus)</strong></td></tr><tr><td>Larsen et al.<br>(2015)<sup>34</sup><br>Projet BEAT,<br>élèves de 5e et 6e<br>année<br>(n = 1 035)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité</td><td>Densité de MA<br>et de S dans une<br>zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 1 km</td><td>RC = 1,05 (0,91; 1,12)<br>Aucune association concluante<br>n'a été établie entre un MA ou un S<br>supplémentaire par km² et la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td>Sexe, âge, revenu moyen du<br>ménage dans la zone à l'étude</td><td>Non.</td></tr><tr><td></td><td></td><td>Distance (km)<br>d'un MA et d'un S</td><td>RC = 1,48 (1,06; 2,06)<br>Une distance supplémentaire de 1 km<br>d'un point de vente est associée à une<br>augmentation de 48 % de la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td></td><td></td><td>Densité des « points<br>de vente d'aliments<br>plus sains » dans une<br>zone tampon sur<br>distance réticulaire<br>de 1 km</td><td>RC = 0,90 (0,85; 0,96)<br>La présence d'un point de vente<br>d'aliments plus sains supplémentaire<br>par km² est associée à une diminution<br>de 10 % de la probabilité de surpoids<br>ou d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td></td><td></td><td>Distance (km)<br>jusqu'au « point<br>de vente d'aliments<br>plus sains » le<br>plus proche</td><td>RC = 0,98 (0,74; 1,30)<br>Aucune association concluante<br>n'a été établie entre une distance<br>supplémentaire d'un km d'un point<br>de vente d'aliments plus sains et la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Minaker et al.<br>(2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH,<br>adultes 19 ans et<br>plus<br>(n = 4 102)</td><td>IMC continu</td><td>Distance (km)<br>d'un MA et d'un S</td><td>β = 0,39 (0,05; 0,73)<sup>a</sup><br>Une distance supplémentaire de 1 km<br>d'un point de vente est associée à une<br>augmentation de 0,39 kg/m² de<br>l'IMC.</td><td>Âge, niveau de scolarité,<br>revenu du ménage, ménage<br>avec ou sans voiture</td><td>Non.<br><br>« Un suivi par observation<br>directe a été utilisé pour<br>garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td>Kestens et al.<br>(2012)<sup>23</sup><br>ESCC 2003,<br>2005, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 578)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Noyau de densité des<br>MFL et des S avec<br>fenêtre adaptative</td><td>RC = 0,68 (0,58; 0,79)<sup>b</sup><br>Une augmentation, du quartile<br>inférieur au quartile supérieur, de la<br>densité des MFL ou des S est associée<br>à une diminution de 32 % de la<br>probabilité de surpoids ou d'obésité.</td><td>Âge, sexe, profession, type de<br>ménage, taille du ménage,<br>revenu, niveau de scolarité</td><td>Oui (confirmée par<br>une étude secondaire<br>à Montréal).<br><br>« Une étude de vérification<br>sur place a montré une<br>validité suffisante du<br>registre des magasins<br>d'alimentation. »</td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 5 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et l'indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td>Prince et al.<br>(2012)<sup>30</sup><br>ESCC 2000-2001,<br>2003, 2005,<br>2007, adultes<br>18 ans et plus (n<br>= 4 727)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Densité des MA<br>et des S dans<br>le quartier</td><td>RC = 1,00 (0,90; 1,11)<sup>a</sup><br>Aucune association concluante<br>n'a été établie entre un MA ou un S<br>supplémentaire par 1 000 habitants<br>et la probabilité de surpoids<br>ou d'obésité.</td><td>Âge, scolarité, revenu du<br>ménage, tabagisme, saison de<br>collecte des données, activité<br>physique récréative</td><td>Non (certains points de<br>vente ont été vérifiés, mais<br>l'ensemble de données n'a<br>pas été validé).</td></tr><tr><td>Prince et al.<br>(2011)<sup>29</sup><br>EQO, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 025)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Densité des MA<br>et des S dans<br>le quartier</td><td>RC = 1,29 (0,66; 2,54)<sup>a</sup><br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre un MA ou un S<br>supplémentaire par 1 000 habitants<br>et la probabilité de surpoids ou<br>d'obésité.</td><td>Âge, scolarité, revenu du<br>ménage, tabagisme, saison<br>de collecte des données</td><td>Non (certains points de<br>vente ont été vérifiés, mais<br>l'ensemble de données n'a<br>pas été validé).</td></tr><tr><td colspan="6"><b>EXPOSITION À DES RESTAURANTS AUTRES QUE DES ÉTABLISSEMENTS DE RESTAURATION RAPIDE</b></td></tr><tr><td colspan="6"><b>Mesures absolues (6 résultats sur 10 sont associés à une conséquence sur l'IMC)</b></td></tr><tr><td>Polsky et al.<br>(2016)<sup>19</sup><br>ESCC 2005,<br>2007-2008,<br>2009-2010,<br>adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 10 199)</td><td>Probabilités<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 30)</td><td>Densité des<br>restaurants avec<br>service complet dans<br>une zone tampon de<br>10 minutes<br>de marche</td><td>RC = 0,97 (0,90; 1,04)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une augmentation d'un<br>écart interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le<br>75<sup>e</sup> percentile) dans la densité des<br>restaurants avec service complet et la<br>probabilité d'obésité.</td><td>Âge, état civil, groupe culturel/<br>ethnique, statut d'immigrant,<br>niveau de scolarité, ville de<br>résidence, cycle d'enquête,<br>difficultés matérielles de la<br>région, potentiel piétonnier</td><td>Oui.<br><br>« Nous avons pu aussi valider<br>un sous-ensemble de notre<br>liste finale de restaurants<br>pour Toronto par rapport à<br>une liste contemporaine<br>établie par des inspecteurs<br>en santé publique [...] et les<br>résultats ont montré un<br>niveau élevé de concordance<br>(tous les coefficients de<br>corrélation intraclass<br>> 0,80; données non<br>montrées). »</td></tr><tr><td>IMC continu</td><td></td><td></td><td>β = 0.01 (–0.12, 0.13)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une augmentation d'un<br>écart interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le<br>75<sup>e</sup> percentile) dans la densité des<br>restaurants avec service complet et<br>l'IMC.</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Probabilité<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 30)</td><td></td><td>Densité des autres<br>restaurants (p. ex.<br>café, casse-croûte)<br>dans une zone<br>tampon de<br>10 minutes<br>de marche</td><td>RC = 0,97 (0,91; 1,05)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une augmentation d'un<br>écart interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le<br>75<sup>e</sup> percentile) dans la densité des<br>autres restaurants et la probabilité<br>d'obésité.</td><td></td><td></td></tr><tr><td>IMC continu</td><td></td><td></td><td>β = 0,02 (–0,10; 0,13)<br>Aucune association concluante n'a été<br>établie entre une augmentation d'un<br>écart interquartile (entre le 25<sup>e</sup> et le<br>75<sup>e</sup> percentile) dans la densité des<br>autres restaurants et la probabilité<br>d'obésité.</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

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<table><caption>TABLEAU 5 (suite)
Associations entre l'environnement alimentaire et l'indice de masse corporelle (scores catégoriels et continus sur le surpoids ou l'obésité)</caption><thead><tr><th>Auteur<br>(année)/étude/<br>population (n)</th><th>Résultat</th><th>Opérationnalisation<br>de l'exposition</th><th>Constatations (IC)</th><th>Covariables</th><th>Validité de la base de<br>données sur les points de<br>vente d'aliments ?<br><br>Commentaires de l'auteur</th></tr></thead><tbody><tr><td>Hollands et al.<br>(2014)<sup>25</sup><br>ESCC 2007-2008,<br>adultes 18 à<br>65 ans<br>(n = 84 341)</td><td>IMC continu</td><td>Densité des<br>restaurants avec<br>service complet dans<br>les régions de tri<br>d'acheminement<br><br>Densité des<br>restaurants avec<br>d'autres types de<br>service dans les<br>régions de tri<br>d'acheminement</td><td>β = -0,06 (-0,11; -0,01)<br>La présence d'un autre établissement<br>d'une chaîne de restaurants avec<br>service complet par tranche de<br>10 000 habitants est associée à une<br>diminution de 0,06 kg/m² de l'IMC.<br>β = -0,01 (-0,02; -0,01)<br>La présence d'un autre restaurant ne<br>faisant pas partie d'une chaîne par<br>tranche de 10 000 habitants est<br>associée à une diminution de 0,01 kg/<br>m² de l'IMC.</td><td>Tabagisme, consommation<br>d'alcool, activité physique,<br>consommation de fruits et de<br>légumes, activité sédentaire,<br>immigration, origine ethnique,<br>marché du travail, revenu,<br>niveau de scolarité, sécurité<br>alimentaire, sexe, état<br>matrimonial, enfants, région<br>urbaine, province</td><td>Non.</td></tr><tr><td>Minaker et al.<br>(2013)<sup>32</sup><br>NEWPATH,<br>adultes 19 ans et<br>plus<br>(n = 4 102)</td><td>IMC continu</td><td>Nombre de<br>restaurants à<br>l'intérieur d'une<br>zone tampon<br>circulaire de 1 km</td><td>β = -0,03 (-0,05; -0,01)<sup>a</sup><br>La présence d'un restaurant<br>supplémentaire dans un rayon de<br>1 km du domicile est associée à une<br>diminution de 0,03 kg/m² de l'IMC.</td><td>Âge, niveau de scolarité,<br>revenu du ménage, ménage<br>avec ou sans voiture</td><td>Non.<br><br>« Un suivi par observation<br>directe a été utilisé pour<br>garantir l'exactitude. »</td></tr><tr><td>Kestens et al.<br>(2012)<sup>23</sup><br>ESCC 2003,<br>2005, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 578)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Noyau de densité des<br>restaurants avec<br>service complet avec<br>fenêtre adaptative</td><td>RC = 0,62 (0,53; 0,72)<sup>b</sup><br>Une augmentation, du quartile<br>inférieur au quartile supérieur,<br>de la densité des restaurants avec<br>service complet est associée à une<br>diminution de 38 % de la probabilité<br>de surpoids ou d'obésité.</td><td>Âge, sexe, profession, type de<br>ménage, taille du ménage,<br>revenu, niveau de scolarité</td><td>Oui (confirmée par<br>une étude secondaire<br>à Montréal).<br><br>« Une étude de vérification<br>sur place a montré une<br>validité suffisante du<br>registre des magasins<br>d'alimentation. »</td></tr><tr><td>Prince et al.<br>(2012)<sup>30</sup><br>ESCC 2000-2001,<br>2003, 2005,<br>2007, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 4 727)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Densité des<br>restaurants avec<br>service complet dans<br>le quartier</td><td>RC = 0,77 (0,61; 0,98)<sup>a</sup><br>La présence d'un autre restaurant<br>avec service complet par 1 000 habi-<br>tants est associée à une diminution<br>de 23 % de la probabilité de surpoids<br>ou d'obésité.</td><td>Âge, scolarité, revenu du<br>ménage, tabagisme, saison de<br>collecte des données, activité<br>physique récréative</td><td>Non (certains points de<br>vente ont été vérifiés, mais<br>l'ensemble de données n'a<br>pas été validé).</td></tr><tr><td>Prince et al.<br>(2011)<sup>29</sup><br>EQO, adultes<br>18 ans et plus<br>(n = 5 025)</td><td>Probabilité de<br>surpoids ou<br>d'obésité<br>(IMC ≥ 25)</td><td>Densité des<br>restaurants avec<br>service complet dans<br>le quartier</td><td>RC = 0,74 (0,63; 0,88)<sup>a</sup><br>La présence d'un autre restaurant<br>avec service complet par 1 000 habi-<br>tants est associée à une diminution<br>de 26 % de la probabilité de surpoids<br>ou d'obésité.</td><td>Âge, scolarité, revenu du<br>ménage, tabagisme, saison<br>de collecte des données</td><td>Non (certains points de<br>vente ont été vérifiés, mais<br>l'ensemble de données n'a<br>pas été validé).</td></tr></tbody></table>

Abréviations : BEAT, Built Environment and Active Transport; DP, dépanneur; ERR, établissement de restauration rapide; ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; ESP-2002, Enquête sur la santé de la population de 2002; EQO, Étude sur les quartiers d'Ottawa; IC, intervalle de confiance; IEVAD, Indice de l'environnement de vente des aliments au détail; IMC, indice de masse corporelle; MA, magasin d'alimentation; MFL, magasin de fruits et légumes; NEWPATH, Neighbourhood Environments in Waterloo Region: Patterns of Transportation and Health; RC, rapport de cotes; S, supermarché; SS, statut socio-économique.

Remarque : Les résultats en gras sont des résultats concluants qui correspondent aux résultats attendus (sauf pour l'exposition aux restaurants autres que des établissements de restauration rapide, pour laquelle il n'y a pas de résultats attendus).

<footnote>a Les résultats stratifiés selon le sexe ont été agrégés.</footnote>

<footnote>b Les résultats stratifiés selon le sexe et la ville ont été agrégés.</footnote>
études auraient pu trouver des résultats concluants si la taille de l'échantillon avait été plus importante, il est possible que le pourcentage des associations que nous avons trouvé concluantes quant aux résultats attendus soit conservateur.

En revanche, les mesures absolues de l'exposition aux points de vente d'aliments jugés moins sains ont été associées à l'IMC dans 18 % des cas seulement et, contre toute attente, Kestens et ses collaborateurs²³ ont constaté que des densités absolues plus élevées d'établissements de restauration rapide et de dépanneurs ne changeaient rien à l'IMC. Cela peut s'expliquer par le fait que les zones où la densité des restaurants et des points de vente d'aliments au détail est élevée sont généralement plus propices à la marche¹⁹,³⁹ et qu'elles peuvent aussi avoir une plus grande densité de points de vente d'aliments plus sains, atténuant ou surpassant ainsi les effets potentiellement nocifs des établissements de restauration rapide et des dépanneurs.

L'une des interprétations du lien essentiellement non concluant entre l'environnement alimentaire, l'exposition à cet environnement et l'alimentation est qu'il n'existe aucune association véritable. Une autre est que des associations peuvent exister pour certaines sous-populations, comme celles à faible revenu ou à mobilité réduite, mais qu'elles ont été diluées lorsqu'elles ont été examinées en tenant compte de populations plus vastes. Nous pensons que le lien non concluant est principalement attribuable à la difficulté de déterminer avec exactitude la qualité de l'alimentation au moyen d'évaluations autodéclarées. Dans les études faisant appel à des instruments d'autodéclaration comme les registres de consommation et les questionnaires sur la fréquence de consommation des aliments, les erreurs dans l'estimation de la consommation d'aliments sont souvent importantes et probablement de plus grande envergure que pour les autres types d'expositions et de conséquences couramment étudiées dans les études épidémiologiques⁴⁰. Ces erreurs peuvent survenir de différentes façons : biais de rappel, biais de désirabilité sociale, biais de l'intervieweur, variabilité quotidienne de l'alimentation et transposition inexacte des autodéclarations en quantités précises de nutriments⁴⁰,⁴¹. Ces erreurs ont souvent pour conséquence une atténuation de l'ampleur des effets, une perte de puissance statistique et de faux résultats négatifs⁴⁰. Une revue systématique

de l'évaluation nutritionnelle dans le cadre de recherches sur l'environnement alimentaire a permis de conclure que les études qui utilisaient des instruments de meilleure qualité, comme les rappels nutritionnels de 24 heures ou les journaux alimentaires, révélaient des liens plus constants avec les résultats attendus des expositions à l'environnement alimentaire que les études qui utilisaient des instruments plus sommaires comme des questionnaires sur l'alimentation⁴². Comme nous sommes maintenant dans une nouvelle ère où la numérisation des aliments est possible grâce à la photographie et à la lecture des codes à barres, de nouvelles approches créatives pour déterminer la qualité de l'alimentation offraient une voie intéressante pour les recherches futures.

Nous avons relevé des preuves plus solides en ce qui concerne le lien entre environnement alimentaire et IMC. Cette constatation laisse à penser qu'on peut mesurer plus précisément les conséquences de cette association que ce n'est le cas avec la qualité de l'alimentation. Même l'IMC autodéclaré, qui souffre d'un biais de déclaration⁴³ est relativement facile à comprendre et à mesurer, ne varie pas beaucoup au quotidien et est plus facile à mémoriser que l'alimentation.

Les mesures relatives de l'environnement alimentaire ont constamment surpassé les mesures absolues. L'association entre les mesures relatives de l'environnement alimentaire, l'IMC et la qualité de l'alimentation ont correspondu aux résultats attendus dans 43 % des cas, contre 19 % pour les mesures absolues. Nos constatations sont similaires à celles d'une revue menée aux Etats-Unis qui a montré que les mesures relatives de l'environnement-alimentaire étaient associées de façon plus constante aux conséquences pour la santé que les mesures absolues des points de vente d'aliments¹³. Les mesures relatives permettent de mieux conceptualiser l'environnement alimentaire parce qu'elles tiennent compte des différents points de vente d'aliments auxquels les individus sont exposés¹⁸. À titre d'exemple, deux quartiers peuvent avoir la même densité absolue de magasins d'alimentation mais, si l'un des quartiers est inondé d'établissements de restauration rapide et que l'autre n'en possède pas, les caractéristiques réelles de l'environnement alimentaire seront très différentes. Une mesure relative de la proportion de points de vente sains reflète cette différence²¹.

Toutes les études étaient transversales, ce qui rend difficile l'inférence causale. L'autosélection de personnes en santé dans des quartiers offrant un environnement alimentaire sain n'a pas été incluse dans notre filtre de la qualité, car les études n'en tiennent en général pas compte. Des recherches antérieures dans le domaine de la santé et de l'environnement bâti ont démontré que le biais de sélection, lorsqu'il est mesuré, n'est pas un vecteur majeur d'associations⁴⁴. La plupart des études sont ajustées en fonction du statut socioéconomique individuel et non régional, ce qui réduit la confusion résiduelle. Douze études portaient sur l'environnement alimentaire dans une seule ville. Il peut s'agir d'un problème si le nombre limité de zones étudiées entraîne un manque de variabilité dans l'exposition à l'environnement alimentaire, ce qui est susceptible d'atténuer ou de masquer des associations pourtant existantes. Si la comparaison entre des études dans lesquelles la taille et le poids étaient autodéclarés et une étude dans laquelle la taille et le poids étaient mesurés n'ait pas apporté de renseignements concluants (car la population [écoliers] était spécifique et les méthodologies différaient), on sait d'après la littérature que l'autodéclaration introduit un biais, les hommes comme les femmes sous-estimant leur IMC⁴³. Une sous-déclaration sans correction appropriée fausse les résultats en faveur d'une valeur nulle.

Plus de la moitié des études ne contenait aucune mention à propos de la validité des données utilisées sur les points de vente d'aliments et à propos des erreurs dans les bases de données susceptibles d'entraîner une évaluation inexacte de l'exposition. Il n'existe actuellement aucune norme pour la validation des ensembles de données sur les magasins d'alimentation dans la littérature canadienne, ce qui est un problème important étant donné que l'ouverture et la fermeture de commerces de détail peuvent avoir un impact sur les mesures. Les études ayant inclus des résultats de validation ont fait appel à diverses techniques mais, malgré un certain nombre de données probantes montrant une validité allant de modérée à élevée, il ne s'agissait que de petites études localisées. Une étude a effectué un nombre limité de vérifications sur le terrain, 6 études ont fait état de 2 études de validation secondaires qui ont eu lieu dans 12 secteurs de recensement à Montréal et enfin 1 étude a validé un sous-échantillon de son ensemble de données avec une liste
établie par des inspecteurs de santé pub-
lique d'une ville. La petite taille de
l'échantillon utilisé pour la validation peut
ne pas refléter la validité de l'ensemble
complet de données et les résultats ne sont
donc pas généralisables à d'autres lieux. Il
ne semble pas y avoir de consensus quant
aux mesures de validité à utiliser. Ce
manque d'uniformité et, possiblement,
d'applicabilité, conjugué à la rareté des
études faisant état de résultats de valida-
tion, fait en sorte que les préoccupations
relatives aux erreurs dans les ensembles de
données concernant les points de vente
d'aliments persistent et qu'aucun ensemble
de données consensuelles « de référence »
pouvant être utilisé dans différentes zones
n'a pour l'instant été défini. Des études de
validation plus vastes comportant des
mesures adaptées à la diversité géogra-
phique ainsi que des études sur l'envi-
ronnement alimentaire fourniraient de
meilleures indications quant aux ensem-
bles de données les moins susceptibles de
comporter des erreurs. La représentati-
vité⁴⁵, une nouvelle mesure qui compense
les faux négatifs par des faux positifs dans
la même catégorie de point de vente et la
même unité géographique, pourrait s'avé-
rer utile dans ce domaine.

La plupart des études que nous avons exa-
minées avaient adopté des modèles glo-
baux qui tiennent compte de nombreux
facteurs et contextes déterminants du com-
portement. Plusieurs études ont intégré, à
des degrés divers, le rôle de l'environ-
nement alimentaire dans leurs modèles.
Certaines études semblaient s'inspirer
d'autres modèles d'environnement alimen-
taire mais ne les décrivaient pas en détail.
Une étude faisait référence au modèle
théorique élaboré par Glanz et ses collabo-
rateurs⁹ et l'a décrit en détail, s'arrêtant en
particulier sur les différentes dimensions
de l'environnement alimentaire et soulig-
nant le fait que les perceptions qu'avaient
les habitants de leur environnement ali-
mentaire pouvaient être des médiateurs
potentiels d'associations. Une autre a inté-
gré les travaux de Cohen et Farley³⁷, qui ont
montré que certains signaux associés aux
aliments appétissants dans les environne-
ments alimentaires modernes étaient des
moteurs de la consommation d'aliments, et
que la sensibilité aux récompenses était un
attribut individuel potentiellement impor-
tant. En règle générale, les méthodologies
étaient semblables d'une étude à l'autre,
quels que soient les fondements théoriques
(déclarés ou non). Les auteurs qui ont sou-
ligné l'importance d'un attribut particulier

(par ex. les perceptions des habitants quant
à leur environnement alimentaire, leur sen-
sibilité aux récompenses ou le temps passé
à la maison) avaient toutefois tendance à
en tenir compte dans leur étude.

Points forts et limites

Notre étude est la première revue systé-
matique de l'environnement alimentaire
et de son lien avec la qualité de l'ali-
mentation ou l'IMC au Canada. Ses points
forts sont la synthèse de la littérature pour
chaque association examinée, le calcul
d'intervalles de confiance à 95 % pour les
études rapportant l'ampleur des effets
avec écarts-types ou erreurs-types, l'éva-
luation en amont des principaux pro-
blèmes relatifs à la qualité et enfin la
comparaison des mesures absolues et
relatives de l'environnement alimentaire
au détail. L'hétérogénéité des études en ce
qui concerne la mesure de l'exposition, la
détermination des conséquences et la
population à l'étude a rendu difficile la
comparaison directe entre études et a
empêché toute méta-analyse. Pour valider
la démonstration d'une association, nous
avons calculé le nombre de données con-
cluantes pour chaque résultat et chaque
variable d'exposition, mais cela sans tenir
compte des résultats presque concluants
ni de l'ampleur de l'effet. De plus, pour
certaines sous-populations, l'environnement
alimentaire de proximité peut avoir des
effets spécifiques sur l'alimentation ou
l'IMC mais, étant donné les différentes
méthodes de stratification des analyses
dans l'ensemble des études, nous n'avons
pas été en mesure de tenir compte de ces
effets ni de synthétiser avec clarté la litté-
rature. Par conséquent, nous n'avons tenu
compte que des résultats agrégés. Enfin,
nous ne pouvons exclure la possibilité
d'un biais de publication : les études con-
tenant des relations concluantes sont plus
susceptibles d'être publiées que celles
avec des résultats non concluants ou nuls.

Conclusion

Cette revue systématique a examiné les
résultats agrégés de 17 études et a trouvé
des preuves limitées à l'appui de l'hypo-
thèse selon laquelle l'environnement ali-
mentaire a une influence sur la qualité de
l'alimentation. Il peut être difficile de
démontrer l'existence d'une relation entre
l'environnement alimentaire et l'alimenta-
tion au moyen des outils d'auto-évaluation
de l'alimentation couramment utilisés, en
raison de problèmes liés aux erreurs et

aux biais. Cette revue a permis de dégager
des preuves plus solides d'un lien entre
l'environnement alimentaire et l'IMC. Bien
qu'il y ait eu une grande hétérogénéité
dans les mesures utilisées pour caractéri-
ser l'environnement alimentaire, il semble
que les mesures relatives donnent de meil-
leurs résultats que les mesures absolues.
Des études à grande échelle et à vaste
couverture géographique, utilisant de nou-
veaux outils pour l'évaluation de l'ali-
mentation, des IMC mesurés et d'autres
indicateurs cliniques de la santé cardio-
métabolique ainsi que des mesures rela-
tives de l'environnement de vente des
aliments obtenues grâce à des SIG et un
ensemble de données de référence sur les
points de vente d'aliments nous aideraient
à mieux comprendre quel rôle peut jouer
l'environne-ment alimentaire dans l'amé-
lioration de la santé des Canadiens.

Remerciements

NAR a reçu l'appui du Programme des
chaires de recherche du Canada. KD a
reçu une bourse de chercheur-clinicien
senior du Fonds de recherche du Québec –
Santé (FRQS).

Conflits d'intérêts

Les auteurs déclarent n'avoir aucun con-
flit d'intérêts.

Contributions des auteurs et avis

ACS, AB, KD et NAR ont tous contribué à
la conception de l'étude, à l'analyse et à
l'interprétation des données, à la rédac-
tion et à la révision de l'article et à
l'approbation du manuscrit final soumis.
ACS et AB ont examiné les titres et les
résumés des articles sélectionnés pour la
revue systématique.

Le contenu de l'article et les points de vue
qui y sont exprimés n'engagent que les
auteurs et ne correspondent pas néces-
sairement à ceux du gouvernement du
Canada.

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