# Recherche quantitative originale

## Catégories de consommation de substances et symptômes d'anxiété et de dépression chez les élèves du secondaire au Canada

Gillian C. Williams, M. Sc. (1); Karen A. Patte, Ph. D. (2); Mark A. Ferro, Ph. D. (1); Scott T. Leatherdale, Ph. D. (1)

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

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### Résumé

**Introduction.** Peu d'études ont évalué les habitudes de consommation de substances chez les adolescents canadiens. Cette étude transversale porte sur les catégories de consommation de substances chez les élèves du secondaire au Canada et leurs associations avec l'anxiété et la dépression.

**Méthodologie.** Cette étude repose sur des données de l'année 6 (2017-2018) de l'étude COMPASS. Les élèves (n = 51 767) ont fait état de leur consommation de substances (alcool, cannabis, cigarettes et cigarettes électroniques) et de leurs symptômes d'anxiété et de dépression. Nous avons utilisé une analyse par classes latentes pour créer les catégories de consommation de substances et une analyse de régression logistique multi-nomiale pour examiner la manière dont l'anxiété et la dépression étaient associées à l'appartenance à une catégorie.

**Résultats.** Dans l'ensemble, 40 % des élèves ont indiqué souffrir d'anxiété ou de dépression (50 % des filles et 29 % des garçons) et 60 % des élèves ont fait état d'une consommation de substances (60 % des filles et 61 % des garçons). Nous avons établi trois catégories de consommation de substances : la polyconsommation, la double consommation et la non-consommation. Les plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation plutôt qu'à la catégorie de non-consommation étaient les filles souffrant à la fois d'anxiété et de dépression (rapport de cote [RC] = 4,09; intervalle de confiance [IC] à 95 % : 3,59 à 4,65)), suivies des filles souffrant de dépression uniquement (RC = 2,65; IC à 95 % : 2,31 à 3,04) et des garçons souffrant à la fois d'anxiété et de dépression (RC = 2,48; IC à 95 % : 2,19 à 2,80). La symptomatologie a également été associée à l'appartenance à la catégorie de double consommation, sauf pour les garçons souffrant d'anxiété uniquement (RC = 1,13; IC à 95 % : 0,94 à 1,37).

**Conclusion.** Les élèves du secondaire au Canada s'adonnent à une double consommation et à une polyconsommation de substances, et on a pu associer l'anxiété et la dépression à ces types de consommation. Les filles affichent une prévalence plus élevée d'anxiété et de dépression et devraient, de ce fait, constituer une priorité en matière de programmation en santé mentale.

**Mots clés :** anxiété, dépression, consommation d'alcool, consommation de cannabis, tabagisme, vapotage, analyses des classes latentes, adolescent

### Introduction

En 2017, 57 % des Canadiens de 15 à 19 ans ont déclaré avoir consommé de l'alcool, 19 % ont déclaré avoir consommé du cannabis, 8 % ont déclaré avoir fumé

des cigarettes et 23 % ont déclaré avoir essayé la cigarette électronique¹. Ces comportements sont associés à des résultats défavorables sur le plan mental, physique et scolaire²,³. Des données récentes montrent en particulier que 23 % des élèves

### Points saillants

* 40 % des élèves ont fait état de symptômes d'anxiété ou de dépression et 60 % d'une consommation de substances.

* Les filles affichaient une prévalence plus élevée d'anxiété ou de dépression (50 % contre 29 %).

* De manière générale, l'anxiété et la dépression étaient associées à la double consommation et à la polyconsommation de substances.

* Les filles souffrant à la fois d'anxiété et de dépression étaient les plus susceptibles de relever de la catégorie de polyconsommation de substances.

canadiens de la 9ᵉ à la 12ᵉ année consomment plus d'une substance, ce que l'on appelle la polyconsommation⁴.

Alors que la prévalence de la non-consommation de substances est stable chez les élèves du secondaire depuis cinq ans, on observe une augmentation de la polyconsommation chez les adolescents, probablement en raison de l'émergence de la cigarette électronique⁵. Un examen systématique récent a rassemblé des données probantes solides sur la présence de plusieurs sous-groupes de consommation de substances chez les adolescents, les catégories les plus communes étant une faible consommation, la consommation d'une ou de deux substances, une polyconsommation générale modérée et une polyconsommation élevée⁶. Malheureusement, il existe peu de travaux de recherche sur les habitudes de consommation de substances des adolescents canadiens et sur la façon

### Rattachement des auteurs :

1. École de la santé publique et des systèmes de santé, Université de Waterloo, Waterloo (Ontario), Canada

2. Faculté des sciences de la santé appliquées, Université Brock, St. Catharines (Ontario), Canada

**Correspondance :** Gillian C. Williams, École de santé publique et des systèmes de santé, Université de Waterloo, 200, avenue University Ouest, Waterloo, ON N2L 3G1; courriel : gillian.williams@uwaterloo.ca
dont l'usage de la cigarette électronique s'inscrit dans ce contexte⁶⁻⁹. Cela est pré-occupant, car la polyconsommation est associée à des risques plus élevés d'effets néfastes sur la vie sociale et sur la santé¹⁰,¹¹.

L'âge a toujours été considéré comme un facteur de risque de polyconsommation de substances⁶,¹². Le lien entre le sexe et la polyconsommation est quant à lui plus nuancé : la plupart des études ont montré que les garçons sont plus susceptibles d'appartenir à des catégories de consom-mation plus élevée⁴,⁵,⁹,¹³⁻¹⁸, mais d'autres études ont fait état soit d'aucune diffé-rence¹⁹⁻²², soit d'un risque accru pour les filles dans certaines catégories de poly-consommation²³,²⁴, soit de classes latentes différentes²⁵. Parmi les autres facteurs indi-viduels associés à la polyconsommation, on peut citer un statut socio-économique plus faible, une consommation de sub-stances précoce, peu de liens sociaux et la consommation de substances par les parents et les pairs⁶,¹²,¹⁶,²⁴,²⁶⁻²⁹.

La consommation de substances a égale-ment été associée à l'anxiété et à la dépression chez les adolescents³⁵,³⁶. Il s'agit d'un problème courant chez les adolescents : le tiers des élèves du secondaire en Ontario fait état de symptômes modérés à graves d'anxiété ou de dépression³⁷. En général, les élèves qui font état d'une polyconsom-mation sont plus souvent en mauvaise santé mentale, et souffrent notamment d'anxiété et de dépression¹¹,³⁸⁻⁴⁰. Une étude a cependant relevé des effets protecteurs liés au fait d'intérioriser ses problèmes (une mesure de l'anxiété, de la dépression et des symptômes somatiques) sur la polyconsommation chez les adolescents²⁴.

La plupart des travaux portant sur la polyconsommation et une mauvaise santé mentale chez les adolescents ont ciblé la dépression. Toutefois, il existe une préva-lence élevée de comorbidité : 25 à 50 % des jeunes souffrant de dépression répon-dent également aux critères d'un trouble anxieux⁴¹. Ces jeunes courent un risque plus élevé que leurs symptômes durent plus longtemps, d'être atteints d'une déficience plus importante, de connaître une récur-rence de la maladie et d'avoir recours à des services de santé mentale⁴¹. Il est donc important de considérer simultanément la dépression et l'anxiété dans les analyses.

Dans le contexte des connaissances limitées dont on dispose actuellement, nos objectifs

étaient de déceler les catégories de con-sommation de substances présentes chez les élèves canadiens du secondaire et d'ana-lyser leurs associations transversales avec les symptômes d'anxiété et de dépression.

## Méthodologie

### Conception

L'étude COMPASS est une étude de cohorte prospective qui recueille chaque année au Canada des données auprès des élèves de la 9e à la 12e année en Colombie-Britannique, en Alberta et en Ontario, et auprès des élèves du secondaire 1 à 5 au Québec (l'équivalent de la 7e à la 11e année). Les élèves d'un niveau équivalent à la 7e et à la 8e année ou auxquels aucun niveau n'était attribuable ont été classés dans la catégorie «Autres». Pour examiner les tendances transversales de la consommation de substances, nous avons utilisé pour notre étude les données du question-naire destiné aux élèves de l'année 6 (A6 : 2017-2018) de l'étude COMPASS soumis à 122 écoles, soit 16 en Colombie-Britannique, 8 en Alberta, 61 en Ontario et 37 au Québec. Les écoles ont été sélectionnées pour l'échantillon en fonction de l'utilisation autorisée de protocoles de consentement passif⁴². La description complète de l'étude COMPASS est disponible en ligne (https://uwaterloo.ca/compass-system/) et en ver-sion imprimée⁴³.

### Participants

Au total, 66 434 élèves ont participé à l'année 6 de l'étude COMPASS. Le taux de réponse des élèves était de 81,8 % et la principale raison de non-réponse était l'absence au moment de la collecte des données. Parmi les répondants, 51 767 ont fourni des données complètes (renseigne-ments complets sur les covariables et au moins une mesure portant sur la consom-mation de substances) et ont été inclus dans l'échantillon final. Aucune différence significative n'a été observée en utilisant les tests du chi carré entre les répondants inclus et les répondants exclus en raison de données manquantes (données dispo-nibles sur demande).

### Mesures

#### Consommation de substances

Les élèves ont été invités à faire part de leur consommation d'alcool («Au cours des 12 derniers mois, à quelle fréquence as-tu consommé de l'alcool, c'est-à-dire

bu plus d'une gorgée?»), de leur consom-mation de cannabis («Au cours des 12 der-niers mois, combien de fois as-tu consommé de la marijuana ou du cannabis [un joint, du pot, du «weed», du «hash »]?, de leur usage de la cigarette («As-tu déjà essayé de fumer une cigarette, ne serait-ce que quelques bouffées [«puffs »]?!» et «Au cours des 30 derniers jours, combien de jours as-tu fumé au moins une cigarette?») et de leur usage de la cigarette électroni-que («As-tu déjà essayé la cigarette élec-tronique, aussi appelée la e-cigarette?» et «Au cours des 30 derniers jours, combien de jours as-tu utilisé une e-cigarette?»). Il convient de noter que ces mesures ne cor-respondent pas à une consommation pro-blématique de substances et ne doivent pas être interprétées comme telles.

#### Anxiété

Nous avons utilisé l'échelle GAD-7 (Gener-alized Anxiety Disorder 7)⁴⁴ pour évaluer les symptômes d'anxiété généralisée. Le GAD-7 rend compte des sentiments perçus d'inquiétude, de peur et d'irritabilité sur une période de deux semaines. On a demandé aux élèves à quelle fréquence ils étaient gênés par chaque symptôme, avec comme possibilités de réponse «jamais», «plusieurs jours», «plus de la moitié des jours» ou «presque tous les jours». L'échelle GAD-7 s'est révélée fiable chez les adoles-cents (α = 0,91)⁴⁵ et, dans l'étude, elle a fourni un coefficient alpha de 0,91 pour les filles et de 0,90 pour les garçons. Lors du dépistage des troubles anxieux, un score de 10 constituant le seuil recom-mandé pour une évaluation plus appro-fondie, ce seuil a été choisi pour classer les élèves comme présentant une symp-tomatologie d'anxiété cliniquement perti-nente («anxiété» dans la suite du texte)⁴⁴.

#### Dépression

L'échelle de dépression du Center for Epidemiological Studies (CES-D-10)⁴⁶,⁴⁷ a été utilisée pour évaluer les symptômes de dépression. Les divers énoncés évaluent les caractéristiques de la dépression cli-nique, que ce soit l'affect négatif, l'anhé-donie ou les symptômes somatiques, par exemple : «J'ai senti que tout ce que je faisais demandait un effort» ou «Je ne suis pas arrivé à passer à l'action». On a demandé aux élèves à quelle fréquence ils avaient ressenti chaque symptôme au cours des sept derniers jours, avec les possibili-tés de réponse suivantes : «jamais ou moins d'une journée», «1 ou 2 jours», «3 ou 4 jours» ou «5 à 7 jours». L'échelle CES-D-10 s'est révélée fiable chez les adolescents
($α = 0,85$)$^{46}$ et, dans l'étude, elle a fourni un coefficient alpha de 0,74 pour les filles et de 0,78 pour les garçons. Un score de 10 ou plus indique une symptomatologie de dépression cliniquement pertinente («dépression» dans la suite du texte)$^{46}$.

## Covariables

La polyconsommation est associée à divers comportements à risque$^{11,48-51}$ ainsi qu'au niveau de soutien offert par la famille et les amis$^4$. L'absentéisme a été utilisé comme mesure de comportement à risque des élèves. On a posé la question suivante aux élèves : «Au cours des 4 dernières semaines, combien de cours auxquels tu aurais dû assister as-tu manqués?». Les élèves ayant déclaré avoir manqué des cours ont été classés comme absentéistes. Pour savoir si les élèves avaient le sentiment de bénéficier du soutien de leur famille et de leurs amis, on leur a demandé dans quelle mesure ils étaient d'accord avec l'affirmation suivante : «Je peux parler de mes problèmes avec ma famille/avec mes amis». Les élèves ayant sélectionné «en accord» ou «fortement en accord» ont été classés comme bénéficiant du soutien de leur famille ou de leurs amis.

Comme dans d'autres études sur la santé des adolescents$^{52}$, nous avons inclus le sexe (garçon, fille), le niveau scolaire (9, 10, 11, 12, autre), l'origine ethnique (Blanc, non-Blanc) et l'argent de poche hebdomadaire (aucun, 1 $ à 20 $, 21 $ à 100 $, 100 $ et plus, « je ne sais pas ») comme covariables individuelles.

## Analyse statistique

Des statistiques descriptives ont été produites pour l'ensemble de l'échantillon. Nous avons utilisé les statistiques du chi carré et le V de Cramer pour comparer les statistiques descriptives par sexe pour les variables catégorielles. Le V de Cramer est une mesure de la taille de l'effet variant entre 0 et 1, les valeurs supérieures à 0,1 indiquant la présence d'un effet$^{53}$.

Nous avons effectué une analyse par classes latentes (ACL)$^{54}$ pour créer des catégories de consommation de substances et étudier leurs associations avec l'anxiété et la dépression, à l'aide de la version 8.2 de Mplus (Muthen and Muthen, Los Angeles, Californie, États-Unis). L'ACL est un modèle de mesure qui utilise des variables catégorielles pour définir des classes latentes homogènes au sein de données mutuellement exclusives et exhaustives$^{54}$. Tout

d'abord, nous avons paramétré une série de modèles d'ACL pour déterminer quel nombre de catégories correspondraient le mieux aux données. Nous avons utilisé les indicateurs catégoriels de consommation d'alcool, de consommation de cannabis, d'utilisation de cigarettes et d'utilisation de cigarettes électroniques comme indicateurs pour les classes latentes.

En utilisant une ACL pour groupes multiples, nous avons recherché les différences statistiquement significatives d'appartenance à une catégorie selon le sexe ($p < 0,05$). Le sexe a d'abord été utilisé comme variable de regroupement des élèves pour explorer les différences entre les garçons et les filles. Nous avons comparé, avec des tests du chi carré sur l'invariance des mesures, des modèles dans lesquels les catégories étaient d'abord fixées puis des modèles dans lesquels elles étaient autorisées à varier selon le sexe. Ces tests ont révélé des différences de catégories importantes chez les garçons et chez les filles. Les valeurs du critère d'information d'Akaike (CIA) et du critère d'information bayésien (CIB) ont indiqué une meilleure correspondance du modèle lorsque les catégories étaient autorisées à varier selon le sexe. C'est pourquoi des catégories distinctes ont été créées pour les élèves garçons et pour les élèves filles, et que les étapes suivantes ont été réalisées séparément pour les garçons et pour les filles.

Pour déterminer le type d'ACL, le mieux adapté, nous avons commencé par une solution à une seule catégorie, puis nous avons ajouté des catégories jusqu'à ce qu'il n'y ait plus d'adéquation. Nous avons utilisé le logarithme du rapport de vraisemblance, le CIA, le CIB et le test du rapport de vraisemblance ajusté de Lo-Mendell-Rubin (LMRT) comme indicateurs d'adéquation du modèle. Des valeurs plus faibles obtenues pour le logarithme du rapport de vraisemblance, pour le CIA et pour le CIB indiquent une meilleure adéquation$^{55}$. Le LMRT détermine si un modèle comportant $k$ catégories offre une meilleure adéquation qu'un modèle comportant $k-i$ catégories : un résultat significatif indique que tel est le cas$^{56}$. Nous avons utilisé ces critères de sélection du modèle, combinés à la possibilité d'interprétation du modèle, pour répartir les répondants au sein des classes latentes appropriées. Bien que l'entropie n'ait pas été utilisée pour la sélection du modèle, nous la présentons sous

la forme d'un indicateur de classification, variant entre 0 et 1, les valeurs les plus élevées indiquant une meilleure séparation des classes latentes$^{54,57}$.

Après avoir déterminé les catégories de consommation de substances à l'aide de l'ACL, nous avons procédé à une régession logistique multinomiale afin d'examiner dans quelle mesure l'anxiété et la dépression étaient associées à la probabilité d'appartenir à chaque catégorie, à l'aide de la commande R3STEP de Mplus$^{58}$. Les covariables incluses dans le modèle étaient le sexe, le niveau scolaire, l'origine ethnique, l'argent de poche hebdomadaire, le soutien familial, le soutien des amis et l'absentéisme scolaire. Les commandes TYPE = COMPLEX et CLUSTER de MPlus ont été utilisées pour rendre compte du sentiment d'appartenance des élèves envers leur école.

## Résultats

### Statistiques descriptives

Environ la moitié de l'échantillon était constitué de filles, et plus des deux tiers ont déclarés être Blancs (tableau 1). En 2017-2018, 40 % des élèves ont déclaré n'avoir consommé aucune substance, 22 % ont déclaré avoir consommé une substance (c'est-à-dire avoir consommé de l'alcool ou du cannabis au cours des 12 derniers mois ou avoir déjà essayé la cigarette ou la cigarette électronique) et 38 % ont déclaré une consommation de deux substances ou plus. Un peu plus de la moitié des élèves ont déclaré avoir bu de l'alcool au cours des 12 derniers mois (52 %), alors que la majorité a déclaré n'avoir pas consommé de cannabis au cours des 12 derniers mois (77 %). Dans l'ensemble, 23 % des élèves ont déclaré avoir déjà essayé la cigarette et 37 %, la cigarette électronique. La majorité des élèves ont déclaré avoir bénéficié du soutien de leur famille (59 %) et de leurs amis (76 %) et n'avoir pas manqué de cours au cours des quatre semaines précédant l'enquête (67 %). Dans l'ensemble, 40 % des élèves ont indiqué souffrir d'anxiété ou de dépression. Les tests du chi carré ont révélé des différences importantes selon le sexe pour toutes les variables, à l'exception du niveau scolaire, tandis que le V de Cramer a révélé un effet uniquement pour l'usage de la cigarette électronique (jamais essayé: filles 32 %, garçons 41 %) et l'anxiété et la dépression (anxiété ou dépression: filles 50 %; garçons 29 %).
<table><caption>TABLEAU 1
Caractéristiques descriptives de l'échantillon COMPASS pour l'année 6 (2017-2018), selon le sexe (Colombie-Britannique, Alberta, Ontario et Québec, Canada)</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variable</th><th colspan="2">Échantillon total (n = 51 767)</th><th colspan="2">Filles (n = 26 308)</th><th colspan="2">Garçons (n = 25 459)</th><th rowspan="2">Chi carré/ test t, valeur p</th><th rowspan="2">V de Cramer</th></tr><tr><th>n</th><th>%</th><th>n</th><th>%</th><th>n</th><th>%</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Niveau scolaire</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>9</td><td>12 197</td><td>23,6</td><td>6 212</td><td>23,6</td><td>5 985</td><td>23,5</td><td>0,91</td><td>0,00</td></tr><tr><td>10</td><td>12 767</td><td>24,7</td><td>6 493</td><td>24,7</td><td>6 274</td><td>24,6</td><td></td><td></td></tr><tr><td>11</td><td>12 406</td><td>24,0</td><td>6 328</td><td>24,0</td><td>6 078</td><td>23,9</td><td></td><td></td></tr><tr><td>12</td><td>8 168</td><td>15,8</td><td>4 111</td><td>15,6</td><td>4 057</td><td>15,9</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Autre<sup>a</sup></td><td>6 229</td><td>12,0</td><td>3 164</td><td>12,0</td><td>3 065</td><td>12,0</td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Origine ethnique</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Blanc</td><td>34 890</td><td>67,4</td><td>17 859</td><td>67,9</td><td>17 031</td><td>66,9</td><td>0,02</td><td>0,01</td></tr><tr><td>Autre origine</td><td>16 877</td><td>32,6</td><td>8 449</td><td>32,1</td><td>8 428</td><td>33,1</td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Argent de poche hebdomadaire</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun</td><td>8 318</td><td>16,1</td><td>3 777</td><td>14,4</td><td>4 541</td><td>17,8</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,08</td></tr><tr><td>1 $ à 20 $</td><td>13 029</td><td>25,2</td><td>6 750</td><td>25,7</td><td>6 279</td><td>24,7</td><td></td><td></td></tr><tr><td>21 $ à 100 $</td><td>12 433</td><td>24,0</td><td>6 755</td><td>25,7</td><td>5 678</td><td>22,3</td><td></td><td></td></tr><tr><td>100 $ et plus</td><td>9 819</td><td>19,0</td><td>4 545</td><td>17,3</td><td>5 274</td><td>20,7</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Ne sait pas</td><td>8 168</td><td>15,8</td><td>4 481</td><td>17,0</td><td>3 687</td><td>14,5</td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Consommation d'alcool dans les 12 derniers mois</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucune</td><td>24 537</td><td>47,6</td><td>12 184</td><td>46,5</td><td>12 353</td><td>48,7</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,08</td></tr><tr><td>Moins d'une fois par mois</td><td>10 532</td><td>20,4</td><td>5 939</td><td>22,7</td><td>4 593</td><td>18,1</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 à 3 fois par mois</td><td>11 930</td><td>23,1</td><td>6 256</td><td>23,9</td><td>5 674</td><td>22,4</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 fois par semaine ou plus</td><td>4 568</td><td>8,9</td><td>1 838</td><td>7,0</td><td>2 730</td><td>10,8</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Données manquantes</td><td>200</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Consommation de cannabis dans les 12 derniers mois</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucune</td><td>39 808</td><td>77,1</td><td>20 459</td><td>77,9</td><td>19 349</td><td>76,2</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,06</td></tr><tr><td>Moins d'une fois par mois</td><td>4 959</td><td>9,6</td><td>2 724</td><td>10,4</td><td>2 235</td><td>8,8</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 à 3 fois par mois</td><td>3 088</td><td>6,0</td><td>1 556</td><td>5,9</td><td>1 532</td><td>6,0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 fois par semaine ou plus</td><td>3 790</td><td>7,3</td><td>1 515</td><td>5,8</td><td>2 275</td><td>9,0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Données manquantes</td><td>122</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Usage de la cigarette</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>N'a jamais fumé</td><td>39 820</td><td>77,0</td><td>20 456</td><td>77,8</td><td>19 364</td><td>76,1</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,04</td></tr><tr><td>A déjà fumé</td><td>7 049</td><td>13,6</td><td>3 609</td><td>13,7</td><td>3 440</td><td>13,5</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 à 5 jours (dans le mois précédent)</td><td>2 790</td><td>5,4</td><td>1 358</td><td>5,2</td><td>1 432</td><td>5,6</td><td></td><td></td></tr><tr><td>6 jours et plus (dans le mois précédent)</td><td>2 067</td><td>4,0</td><td>869</td><td>3,3</td><td>1 198</td><td>4,7</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Données manquantes</td><td>41</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Usage de la cigarette électronique</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>N'a jamais essayé</td><td>32 616</td><td>63,4</td><td>17 733</td><td>67,7</td><td>14 883</td><td>58,9</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,13</td></tr><tr><td>A déjà essayé</td><td>7 522</td><td>14,6</td><td>3 741</td><td>14,3</td><td>3 781</td><td>15,0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 à 5 jours (dans le mois précédent)</td><td>6 844</td><td>13,3</td><td>3 278</td><td>12,5</td><td>3 566</td><td>14,1</td><td></td><td></td></tr><tr><td>6 jours et plus (dans le mois précédent)</td><td>4 494</td><td>8,7</td><td>1 447</td><td>5,5</td><td>3 047</td><td>12,1</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Données manquantes</td><td>291</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Soutien de la famille</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Non</td><td>21 245</td><td>41,0</td><td>11 632</td><td>44,2</td><td>9 613</td><td>37,8</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,07</td></tr><tr><td>Oui</td><td>30 522</td><td>59,0</td><td>14 676</td><td>55,8</td><td>15 846</td><td>62,2</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Suite à la page suivante
<table><caption>TABLEAU 1 (suite)
Caractéristiques descriptives de l'échantillon COMPASS pour l'année 6 (2017-2018) (n = 51 767), selon le sexe (Colombie-Britannique, Alberta, Ontario et Québec, Canada)</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variable</th><th colspan="2">Échantillon total (n = 51 767)</th><th colspan="2">Filles (n = 26 308)</th><th colspan="2">Garçons (n = 25 459)</th><th rowspan="2">Chi carré/test t, valeur p</th><th rowspan="2">V de Cramer</th></tr><tr><th>n</th><th>%</th><th>n</th><th>%</th><th>n</th><th>%</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="9"><strong>Soutien des amis</strong></td></tr><tr><td>Non</td><td>12 684</td><td>24,5</td><td>6 012</td><td>22,9</td><td>6 672</td><td>26,2</td><td>&lt; 0,01</td><td>-0,04</td></tr><tr><td>Oui</td><td>39 083</td><td>75,5</td><td>20 296</td><td>77,2</td><td>18 787</td><td>73,8</td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Absentéisme</strong></td></tr><tr><td>Non</td><td>34 648</td><td>66,9</td><td>17 212</td><td>65,4</td><td>17 436</td><td>68,5</td><td>&lt; 0,01</td><td>-0,03</td></tr><tr><td>Oui</td><td>17 119</td><td>33,1</td><td>9 096</td><td>34,6</td><td>8 023</td><td>31,5</td><td></td><td></td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Symptômes d'anxiété et de dépression</strong></td></tr><tr><td>Aucun</td><td>31 335</td><td>60,5</td><td>13 224</td><td>50,3</td><td>18 111</td><td>71,1</td><td>&lt; 0,01</td><td>0,24</td></tr><tr><td>Anxiété seulement</td><td>2 209</td><td>4,3</td><td>1 450</td><td>5,5</td><td>759</td><td>3,0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Dépression seulement</td><td>7 764</td><td>15,0</td><td>4 206</td><td>16,0</td><td>3 558</td><td>14,0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Les deux</td><td>10 459</td><td>20,2</td><td>7 428</td><td>28,2</td><td>3 031</td><td>11,9</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Remarques : Les symptômes d'anxiété ont été évalués à l'aide de l'échelle GAD-7 et les symptômes de dépression ont été évalués à l'aide de l'échelle CES-D-10. Un score de 10 ou plus a été utilisé comme seuil pour indiquer la présence d'anxiété ou de dépression. Le soutien de la famille et celui des amis a été mesuré grâce aux réponses des élèves ayant acquiescé à l'affirmation « Je peux parler de mes problèmes avec ma famille/avec mes amis ».

## Catégories de consommation de substances

Nous avons choisi un modèle à trois catégories pour sa meilleure adéquation : il comportait des valeurs plus faibles pour les critères de sélection du modèle et permettait une interprétation plus appropriée que les modèles à plus ou à moins de catégories (tableau 2).

Nous avons nommé les trois catégories définies dans cette étude « polyconsommation », « double consommation » et « non-consommation » (tableau 3, figure 1). La catégorie à forte consommation, la polyconsommation, correspondait à 11 % de l'échantillon de filles et 15 % de l'échantillon de garçons et correspondait à la plus forte probabilité de consommation pour toutes les substances. Les filles relevant de cette catégorie étaient les plus susceptibles de consommer de l'alcool d'une à trois fois par mois et du cannabis une fois par semaine ou plus souvent, d'avoir déjà essayé la cigarette et d'avoir déjà essayé la cigarette électronique pendant six jours ou plus au cours du mois écoulé. Les garçons de cette catégorie étaient les plus susceptibles de consommer de l'alcool et du cannabis une fois par semaine ou plus, d'avoir consommé des cigarettes d'un à cinq jours au cours du mois écoulé et d'avoir utilisé la cigarette électronique six jours ou plus au cours du mois écoulé. La catégorie de la double consommation correspondait à 26 % de l'échantillon de filles et 26 % de

l'échantillon de garçons et correspondait également à une probabilité relativement élevée de consommation d'alcool et d'usage de la cigarette électronique et à une probabilité plus faible de consommation de cannabis et de tabagisme. Enfin, la catégorie

de non-consommation correspondait aux élèves ayant déclaré une consommation nulle ou faible, soit 62 % de l'échantillon de filles et 59 % de l'échantillon de garçons. Les élèves de cette catégorie étaient davantage susceptibles d'avoir déclaré ne

<table><caption>TABLEAU 2
Indices d'adéquation des modèles à classes latentes (1 à 7 classes) de consommation de substances pour l'année 6 (2017-2018) de l'étude COMPASS, selon le sexe</caption><thead><tr><th>Nombre de classes</th><th>Logarithme du rapport de vraisemblance</th><th>PL</th><th>CIA</th><th>CIB</th><th>LMRT valeur p</th><th>Entropie</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="7"><strong>Fille</strong></td></tr><tr><td>1</td><td>-96 491,1</td><td>12</td><td>193 006,2</td><td>193 066,2</td><td>-</td><td>1,00</td></tr><tr><td>2</td><td>-84 113,0</td><td>25</td><td>168 276,0</td><td>168 400,9</td><td>0,00</td><td>0,82</td></tr><tr><td>3</td><td>-82 633,7</td><td>38</td><td>165 343,4</td><td>165 533,4</td><td>0,00</td><td>0,76</td></tr><tr><td>4</td><td>-82 435,3</td><td>51</td><td>164 972,6</td><td>165 227,6</td><td>0,02</td><td>0,78</td></tr><tr><td>5</td><td>-82 247,2</td><td>64</td><td>164 622,4</td><td>164 942,3</td><td>0,77</td><td>0,74</td></tr><tr><td>6</td><td>-82 191,3</td><td>77</td><td>164 536,7</td><td>164 921,6</td><td>0,78</td><td>0,69</td></tr><tr><td>7</td><td>-82 157,8</td><td>90</td><td>164 495,5</td><td>164 945,5</td><td>0,79</td><td>0,72</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Garçon</strong></td></tr><tr><td>1</td><td>-100 222,3</td><td>12</td><td>200 468,7</td><td>200 528,3</td><td>-</td><td>1,00</td></tr><tr><td>2</td><td>-86 759,7</td><td>25</td><td>173 569,5</td><td>173 693,6</td><td>0,00</td><td>0,84</td></tr><tr><td>3</td><td>-85 059,5</td><td>38</td><td>170 195,0</td><td>170 383,7</td><td>0,00</td><td>0,76</td></tr><tr><td>4</td><td>-84 853,8</td><td>51</td><td>169 810,0</td><td>170 062,9</td><td>0,06</td><td>0,73</td></tr><tr><td>5</td><td>-84 744,9</td><td>64</td><td>169 617,7</td><td>169 935,6</td><td>0,26</td><td>0,74</td></tr><tr><td>6</td><td>-84 706,9</td><td>77</td><td>169 567,8</td><td>169 950,2</td><td>0,66</td><td>0,74</td></tr><tr><td>7</td><td colspan="6">N'a pas convergé</td></tr></tbody></table>

Abréviations : CIA, Critère d'information d'Akaike; CIB, critère d'information bayésien; LMRT, test de Lo-Mendell-Rubin; PL, paramètres libres.

Remarques : Les caractères gras indiquent le modèle de catégorie choisi. « – » indique l'absence de valeur.

<footnote>ª Principalement les équivalents des 7e et 8e années.</footnote>
<table><caption>TABLEAU 3

Probabilités conditionnelles de réponse aux énoncés et prévalence des classes latentes de comportements de consommation de substances pour l'année 6 (2017-2018) de l'étude COMPASS, selon le sexe</caption><thead><tr><th rowspan="2">Variable</th><th colspan="4">Filles</th><th colspan="3">Garçons</th></tr><tr><th>Catégorie 1<br>Polyconsommation</th><th>Catégorie 2<br>Double<br>consommation</th><th>Catégorie 3<br>Non-consommation</th><th>Catégorie 1<br>Polyconsommation</th><th>Catégorie 2<br>Double<br>consommation</th><th>Catégorie 3<br>Non-consommation</th></tr></thead><tbody><tr><td>Prévalence des classes latentes</td><td>11,4 %</td><td>26,2 %</td><td>62,4 %</td><td>14,7 %</td><td>26,0 %</td><td>59,3 %</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Consommation d'alcool dans les 12 derniers mois</strong></td></tr><tr><td>Aucune</td><td>0,04</td><td>0,10</td><td>0,73</td><td>0,05</td><td>0,15</td><td>0,76</td></tr><tr><td>Moins d'une fois par mois</td><td>0,11</td><td>0,35</td><td>0,19</td><td>0,09</td><td>0,32</td><td>0,14</td></tr><tr><td>1 à 3 fois par mois</td><td>0,49</td><td>0,47</td><td>0,08</td><td>0,40</td><td>0,43</td><td>0,08</td></tr><tr><td>1 fois ou plus par semaine</td><td>0,36</td><td>0,08</td><td>0,01</td><td>0,47</td><td>0,10</td><td>0,02</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Consommation de cannabis dans les 12 derniers mois</strong></td></tr><tr><td>Aucune</td><td>0,11</td><td>0,63</td><td>1,00</td><td>0,13</td><td>0,63</td><td>0,99</td></tr><tr><td>Moins d'une fois par mois</td><td>0,21</td><td>0,27</td><td>0,00</td><td>0,17</td><td>0,22</td><td>0,01</td></tr><tr><td>1 à 3 fois par mois</td><td>0,28</td><td>0,09</td><td>0,00</td><td>0,22</td><td>0,10</td><td>0,00</td></tr><tr><td>1 fois ou plus par semaine</td><td>0,41</td><td>0,02</td><td>0,00</td><td>0,49</td><td>0,05</td><td>0,00</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Usage de la cigarette</strong></td></tr><tr><td>N'a jamais fumé</td><td>0,12</td><td>0,64</td><td>0,98</td><td>0,12</td><td>0,66</td><td>0,98</td></tr><tr><td>A déjà fumé</td><td>0,33</td><td>0,31</td><td>0,02</td><td>0,29</td><td>0,29</td><td>0,02</td></tr><tr><td>1 à 5 jours (dans le mois précédent)</td><td>0,30</td><td>0,05</td><td>0,00</td><td>0,30</td><td>0,04</td><td>0,00</td></tr><tr><td>6 jours et plus (dans le mois précédent)</td><td>0,25</td><td>0,01</td><td>0,00</td><td>0,30</td><td>0,01</td><td>0,00</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Usage de la cigarette électronique</strong></td></tr><tr><td>N'a jamais essayé</td><td>0,15</td><td>0,35</td><td>0,95</td><td>0,06</td><td>0,23</td><td>0,90</td></tr><tr><td>A déjà essayé</td><td>0,17</td><td>0,34</td><td>0,04</td><td>0,09</td><td>0,34</td><td>0,07</td></tr><tr><td>1 à 5 jours (dans le mois précédent)</td><td>0,33</td><td>0,27</td><td>0,01</td><td>0,27</td><td>0,32</td><td>0,02</td></tr><tr><td>6 jours et plus (dans le mois précédent)</td><td>0,35</td><td>0,04</td><td>0,00</td><td>0,58</td><td>0,11</td><td>0,00</td></tr></tbody></table>

<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>FIGURE 1

Probabilités de consommation de substances avec le modèle à classes latentes comportant trois catégories pour l'année 6 (2017-2018) de l'étude COMPASS, selon le sexe</figcaption></figure>
pas avoir consommé d'alcool ou de cocaïnis au cours des 12 derniers mois et de n'avoir jamais essayé la cigarette ou la cigarette électronique.

## Maladie mentale et catégories de consommation de substances

L'anxiété et la dépression ont d'abord été explorées de manière descriptive, au sein de chaque catégorie de consommation de substances (figure 2). Chez les filles, celles qui souffraient uniquement d'anxiété étaient 1,48 fois (intervalle de confiance [IC] à 95 % : 1,20 à 1,83) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation et étaient 1,33 fois (1,16 à 1,51) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de double consommation qu'à la catégorie de non-consommation (tableau 4). Celles souffrant uniquement de dépression étaient 2,65 fois (2,31 à 3,04) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation et 1,48 fois (1,34 à 1,64) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de double consommation qu'à la catégorie de non-consommation. Enfin, les filles souffrant à la fois d'anxiété et de dépression

étaient 4,09 fois (3,59 à 4,65) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation et 1,81 fois (1,65 à 1,99) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de double consommation qu'à la catégorie de non-consommation.

Chez les garçons, ceux qui souffraient uniquement d'anxiété étaient 1,41 fois (1,14 à 1,73) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation qu'à la catégorie de non-consommation. Les différences entre la catégorie de double consommation et la catégorie de non-consommation n'étaient pas statistiquement significatives. Les garçons souffrant uniquement de dépression étaient 1,69 fois (1,52 à 1,87) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation et 1,21 fois (1,10 à 1,34) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de double consommation, comparative-ment à la catégorie de non-consommation. Enfin, les garçons souffrant à la fois d'anxiété et de dépression étaient 2,48 fois (2,19 à 2,80) plus susceptibles d'appartenir à la catégorie de polyconsommation et 1,18 fois (1,05 à 1,32) qu'à la catégorie de double consommation.

## Analyse

Cette étude porte sur un échantillon d'adolescents canadiens provenant d'écoles de l'Alberta, de la Colombie-Britannique, de l'Ontario et du Québec. Nous avons constaté que trois adolescents sur cinq consommaient une ou plusieurs substances et que deux élèves sur cinq présentaient une symptomatologie psychiatrique cliniquement pertinente. La cooccurrence de l'anxiété et de la dépression s'est révélée élevée, surtout chez les filles, et peu d'élèves ont indiqué ressentir seulement de l'anxiété. La forte prévalence de consommation de substances et de symptômes d'anxiété ou de dépression au sein de cette population, qui vit une période de développement importante, est préoccupante.

Malgré les tests statistiques indiquant que les catégories différaient selon le sexe, les catégories établies pour les filles et celles établies pour les garçons se sont révélées similaires. Dans les deux cas, les résultats de l'ACL ont fourni trois modèles de consommation de substances : la polyconsommation, la double consommation et la

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>FIGURE 2
Estimation de la proportion d'élèves signalant des symptômes cliniquement significatifs d'anxiété, de dépression ou des deux dans chacune des trois classes latentes de consommation de substances pour l'année 6 (2017-2018) de l'étude COMPASS, selon le sexe</figcaption></figure>
TABLEAU 4

<table><caption>Appartenance à une catégorie de consommation de substances en fonction des symptômes d'anxiété et de dépression pour l'année 6 (2017-2018) de l'étude COMPASS, selon le sexe</caption><thead><tr><th rowspan="2">Symptômes</th><th colspan="2">Rapports de cote (IC à 95%)</th></tr><tr><th>Appartenance à la catégorie 1 plutôt que 3<sup>a</sup></th><th>Appartenance à la catégorie 2 plutôt que 3<sup>a</sup></th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Filles</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun symptôme</td><td>1,00</td><td>1,00</td></tr><tr><td>Symptômes d'anxiété uniquement</td><td>1,48 (1,20 à 1,83)</td><td>1,33 (1,16 à 1,51)</td></tr><tr><td>Symptômes de dépression uniquement</td><td>2,65 (2,31 à 3,04)</td><td>1,48 (1,34 à 1,64)</td></tr><tr><td>Les deux</td><td>4,09 (3,59 à 4,65)</td><td>1,81 (1,65 à 1,99)</td></tr><tr><td><strong>Garçons</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun symptôme</td><td>1,00</td><td>1,00</td></tr><tr><td>Symptômes d'anxiété uniquement</td><td>1,41 (1,14 à 1,73)</td><td>1,13 (0,94 à 1,37)</td></tr><tr><td>Symptômes de dépression uniquement</td><td>1,69 (1,52 à 1,87)</td><td>1,21 (1,10 à 1,34)</td></tr><tr><td>Les deux</td><td>2,48 (2,19 à 2,80)</td><td>1,18 (1,05 à 1,32)</td></tr></tbody></table>

Abréviation : IC, intervalle de confiance.

Remarque : Les modèles sont ajustés pour le niveau scolaire, l'origine ethnique, l'argent de poche hebdomadaire, le soutien de la famille, le soutien des amis et l'absentéisme.

non-consommation. Cependant, si les catégories elles-mêmes étaient similaires, une plus grande proportion de garçons relevait de la catégorie de polyconsommation et les garçons étaient plus susceptibles de consommer des substances à une fréquence plus élevée. Ce résultat va dans le sens de recherches ayant montré que les garçons sont plus susceptibles d'appartenir à des catégories de consommation plus élevée<sup>4,5,9,13-18</sup>, même si d'autres recherches n'ont constaté aucune différence<sup>19-22</sup> ou ont observé un risque accru pour les filles dans certaines catégories de polyconsommation (en particulier, la consommation non médicale de médicaments sur ordonnance, non mesurée dans notre étude)<sup>23,24</sup>. Il convient de souligner que les mesures de consommation de substances n'établissant aucune différence entre une consommation simultanée (c'est-à-dire une « véritable» consommation concomitante) et une consommation conjointe (c'est-à-dire une consommation séquentielle), les élèves relevant de la catégorie de polyconsommation au sens de notre étude ne consommaient pas nécessairement ces substances simultanément.

Ces résultats vont également dans le sens général d'une étude systématique récente qui a relevé les modèles typiques de consommation de substances chez les adolescents : une catégorie de consommation faible ou nulle comprenant la majorité des adolescents, une catégorie de consommation

d'alcool prédominante et enfin des groupes de consommation élevée de plusieurs substances<sup>6</sup>. Cependant, les résultats de notre étude diffèrent sur deux points principaux. Premièrement, nous n'avons obtenu qu'un seul groupe de polyconsommation, alors que d'autres études ont obtenu un groupe de consommation modérée de plusieurs substances et un groupe de consommation élevée de plusieurs substances<sup>14,24,59-62</sup>, bon nombre de ces enquêtes ayant par ailleurs inclus des substances illicites (ecstasy, amphétamines, cocaïne<sup>14,24,59</sup>) que nous n'avons pas inclus dans notre étude.

Deuxièmement, au lieu qu'une catégorie de consommation d'alcool prédominante, nous étions plutôt en présence d'une catégorie de double consommation, à l'alcool s'ajoutant la cigarette électronique. De ce point de vue, notre étude se rapproche d'une étude américaine qui a obtenu également une catégorie de consommation d'alcool et d'usage de cigarette électronique<sup>9</sup>. Ces résultats soulignent que les stratégies de prévention et de traitement à destina tion des adolescents doivent tenir compte de leurs réelles habitudes de consommation de substances, ce qui inclut la double consommation et la polyconsommation.

Notre étude fait ressortir l'importance d'inclure la cigarette électronique et le vapotage dans l'analyse des habitudes de consommation de substances chez les adoles cents. Ces usages sont souvent associés

aux questions sur les cigarettes au sens de produit du tabac, alors que les tendances en matière de consommation sont divergentes<sup>63</sup>. Par exemple, en 2017-2018, 13 % des adolescents ont déclaré avoir exclusivement fait usage de cigarette électronique, alors que seulement 3 % ont déclaré avoir seulement fumé des cigarettes et 5 % avoir eu un double usage, or on sait que l'usage de la cigarette électronique est prédicteur d'un futur double usage<sup>64</sup>. Alors que plusieurs études ont fait état d'une catégorie de consommation d'«alcool uniquement»<sup>25,61,65</sup>, ce n'est pas ce que nous avons constaté dans cette étude. Notre catégorie de double consommation touchait un quart des élèves, et la présence de cette catégorie est le signe que les élèves qui auparavant consommaient seulement de l'alcool quelques fois par mois font peut-être maintenant également usage de cigarettes électroniques. Dans la catégorie de polyconsommation, l'usage de la cigarette électronique était plus fréquent que dans la catégorie de double consommation. En raison des effets néga tifs de la nicotine sur le développement du cerveau<sup>66</sup> et des effets à long terme large ment inconnus de l'usage de la cigarette électronique sur la santé pulmonaire<sup>67</sup>, la prévalence de cette catégorie de double consommation est préoccupante et devrait être prise en compte dans les futurs travaux de recherche portant sur la consommation de substances chez les adolescents. Il est important que le travail de surveillance intègre le suivi de consommation des nouvelles substances qui apparaissent sur le marché et la manière dont les nouveaux produits et les changements de réglementation ont une influence potentielle sur les profils de consommation de substances chez les adolescents.

Les statistiques descriptives montrent une gradation de la prévalence des symptômes d'anxiété ou de dépression en fonction des catégories de consommation de substance (figure 2). Les élèves relevant de la catégorie de polyconsommation étaient ceux ayant la plus forte prévalence d'anxiété et de dépression, suivis de ceux de la catégorie de double consommation et enfin de ceux de la catégorie de non-consommation. Si d'autres études ont également relevé cette gradation, elles ne l'ont pas fait en fonction du sexe<sup>11,38</sup>. Or il est important de souligner que la prévalence de l'anxiété et de la dépression dans le groupe à faible risque (c'est-à-dire la non-consommation) chez les filles (23 %) était similaire à la prévalence dans le groupe

<footnote><sup>a</sup> La catégorie 1 correspond à la polyconsommation, la catégorie 2 à la double consommation et la catégorie 3 à la non-consommation.</footnote>
à risque élevé (c'est-à-dire la polyconsom-
mation) chez les garçons (20 %). Cela
implique que les filles devraient constituer
une priorité en matière de programmation
en santé mentale.

Notre étude révèle une association entre les catégories de consommation de substances et l'anxiété et la dépression. Ces résultats correspondent à ceux de nombreuses autres études ayant porté sur la consommation de substances chez les adolescents et l'anxiété ou la dépression<sup>11,38,39</sup>. Bien que notre recherche ne porte pas sur l'orientation de l'effet, on peut proposer certaines théories explicatives de cette relation. La première repose sur l'hypothèse selon laquelle les individus consomment des substances pour composer avec des symptômes préexistant<sup>68</sup>. Cette hypothèse est étayée par des données probantes montrant que la dépression pendant l'adolescence permet de prédire une future hausse de la consommation de substances, avec cependant des variations selon le sexe et les substances utilisées<sup>28,69,70</sup>. Il demeure que les données probantes ne soutiennent pas toujours cette orientation de l'effet<sup>35</sup>. D'autres chercheurs émettent l'hypothèse que la baisse de l'humeur résulte directement de la consommation de substances à l'adolescence<sup>71</sup>. Quelle que soit l'orientation de l'effet, ces résultats soulignent la nécessité d'évaluer les symptômes d'anxiété et de dépression chez les élèves dont on a découvert qu'ils consommaient des substances et vice versa.

Il convient de noter que, à la différence
des conclusions que nous pouvons tirer
de notre étude, Halladay et ses collabora-
teurs⁶ ont fait état de sous-groupes dis-
tincts d'adolescents ayant des problèmes
de consommation de substances et d'ado-
lescents ayant des problèmes de santé
mentale. Bien que nous n'ayons pas pu
identifier ces élèves dans les analyses de
régression, ils étaient présents à l'étape de
l'analyse descriptive de notre échantillon :
par exemple, 28 % des filles et 58 % des
garçons relevant de la catégorie de poly-
consommation n'ont pas fait état de symp-
tômes d'anxiété ou de dépression.

Points forts et limites

Notre étude compte plusieurs points forts.
L'étude COMPASS repose sur un échantil-
lon de grande taille et utilise des mesures
fondées sur des outils de surveillance
nationaux⁵². Le questionnaire est associé
à un protocole d'information active et de

consentement passif pour encourager la
participation et la déclaration honnêtes, ce
qui se révèle particulièrement important
dans le cadre de recherche sur la consom-
mation de substances et la santé men-
tale⁴²,⁷²,⁷³. De plus, cette étude a obtenu un
bon taux de participation, avec des don-
nées disponibles pour 78 % de l'ensemble
des répondants. Enfin, nous avons utilisé
des échelles homologuées pour l'anxiété
et la dépression afin d'évaluer les symp-
tômes des élèves.

Notre étude n'est cependant pas exempte
de limites. Tout d'abord, nous avons
utilisé des données transversales, ce qui
ne permet pas les inférences causales.
Deuxièmement, l'étude COMPASS a été
conçue pour effectuer des évaluations des
changements apportés aux programmes et
aux politiques scolaires, et utilise donc un
échantillon de commodité qui n'est pas
représentatif de l'ensemble des élèves du
secondaire au Canada. Troisièmement, il
existe des limitations en lien avec le ques-
tionnaire utilisé. Il pourrait d'abord y avoir
un biais de déclaration dans les questions
sur la consommation de substances en
raison de la nature illicite de ces sub-
stances pour les mineurs, où les répon-
dants pourraient avoir sous déclaré leur
consommation. De plus, il existe d'autres
substances illicites qui n'ont pas été
analysées dans l'étude, ce qui est égale-
ment susceptible d'avoir contribué à une
sous déclaration de la consommation de
substances. Enfin, le questionnaire ne
comportait pas de définition précise de
l'utilisation de la cigarette électronique et
pourrait de ce fait avoir conduit à l'inclu-
sion d'une consommation de cannabis. En
outre, les mesures de l'anxiété, de la
dépression et de la consommation de sub-
stances n'impliquent pas la présence de
troubles cliniques diagnostiqués. Ces trou-
bles sont très répandus et ont une inci-
dence importante sur l'utilisation des
services de santé chez les jeunes<sup>74,75</sup>. Par
ailleurs, nous ne disposions pas de mesures
concernant la consommation de substances
par les pairs ou au sein de la famille, une
réalité que l'on sait associée à une initia-
tion précoce et à une consommation en
augmentation tout au long de l'adoles-
cence<sup>26</sup>. Nous avons néanmoins réussi à
intégrer des variables indiquant le soutien
de la famille et le soutien des amis, qui
ont été toutes deux associées à la polycon-
sommation, respectivement négativement
et positivement<sup>4</sup>. En outre, il n'y avait aucune
mesure disponible de la psychopathologie
des parents, dont on sait qu'elle constitue

un facteur de risque important chez les
enfants<sup>76,77</sup>. Quatrièmement, beaucoup de
données étaient manquantes pour les varia-
bles de résultat dans cette étude (19 %).
Cependant, nous n'avons pas relevé de
différences significatives dans les tests du
chi carré en ce qui concerne les variables
de résultat entre les personnes incluses
et celles exclues en raison de données
manquantes.

Conclusion

La moitié des filles et près d'un tiers des
garçons ont fait état de symptômes
d'anxiété ou de dépression cliniquement
pertinents. La cooccurrence de l'anxiété et
de la dépression s'est révélée fréquente,
peu d'élèves ayant déclaré ressentir unique-
ment de l'anxiété. Nous avons défini trois
catégories de consommation de substances :
la polyconsommation, la double consom-
mation et la non-consommation. Les élèves
souffrant à la fois d'anxiété et de dépres-
sion et ceux souffrant de dépression seule-
ment étaient plus susceptibles de relever
des catégories de polyconsommation ou
de double consommation que de la caté-
gorie de non-consommation. L'anxiété a
été associée à l'appartenance à la catégo-
rie de polyconsommation chez les filles
ainsi que chez les garçons et a également
été associée à la catégorie de double con-
sommation chez les filles.

Remerciements

L'étude COMPASS a reçu le soutien d'une
subvention ponctuelle de l'Institut de la
nutrition, du métabolisme et du diabète des
Instituts de recherche en santé du Canada
(IRSC), grâce à l'attribution du finance-
ment prioritaire « Obesity-Interventions to
Prevent or Treat » (Interventions pour pré-
venir ou traiter l'obésité) (OOP-110788; sub-
vention accordée à S. Leatherdale), d'une
subvention de fonctionnement de l'Institut
de la santé publique et des populations
des IRSC (MOP-114875; subvention accor-
dée à S. Leatherdale), d'une subvention
de projet des IRSC (PJT-148562; subven-
tion accordée à S. Leatherdale), d'une
subvention ponctuelle des IRSC (PJT-
149092; subvention accordée à K. Patte et
S. Leatherdale), d'une subvention de pro-
jet des IRSC (PJT-159693; accordé à K.
Patte), d'une subvention d'équipe des IRSC
(CVP-429107; accordée à S. Leatherdale)
et d'un accord de financement de la recher-
che conclu avec Santé Canada (n° 1617-
HQ-000012; attribué à S. Leatherdale).
L'étude COMPASS au Québec est également
financée par le ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec et par la Direction régionale de santé publique du CIUSSS de la Capitale-Nationale. Gillian C. Williams добросифи cation d'une bourse d'études supérieures de l'Ontario (BESO).

Conflits d'intérêts

Scott Leatherdale est rédacteur scienti-
fique adjoint de la revue PSPMC, mais il
s'est retiré du processus d'évaluation de
cet article. Les auteurs déclarent n'avoir
aucun autre conflit d'intérêts.

Contributions des auteurs et avis

Gillian C. Williams a conçu cette recher-
che, effectué les analyses et rédigé le
manuscrit dans le cadre de sa thèse de
doctorat par articles à l'Université de
Waterloo. Scott T. Leatherdale a supervisé
Gillian C. Williams dans la conception de
son projet et dans la rédaction du manus-
crit. Karen A. Patte et Mark A. Ferro ont
fourni des idées et des réflexions qui ont
alimenté l'analyse et ils ont révisé le
manuscrit du point de vue de son contenu
intellectuel de fond. Scott T. Leatherdale a
conçu l'étude COMPASS, a rédigé la pro-
position de financement, a élaboré les
outils et a dirigé la mise en œuvre et la
coordination de l'étude. Tous les auteurs
ont aidé Gillian C. Williams à concevoir
l'étude et à structurer l'analyse et ils ont
approuvé la version finale du manuscrit.

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

Références

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