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Satisfaction à l’égard de la vie au Canada avant et pendant la pandémie de COVID-19
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Résumé
La pandémie de COVID-19 a eu des répercussions sans précédent sur de nombreux aspects clés de la vie, comme la santé, les liens sociaux, la mobilité, l’emploi et le revenu. La satisfaction à l’égard de la vie offre la meilleure mesure globale des effets combinés de ces changements sur le mieux-être des Canadiens. Au moyen d’échantillons représentatifs de la population utilisés dans le cadre de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2018 et de l’enquête de juin 2020 de la Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes (SEPC), cette étude compare la satisfaction à l’égard de la vie des Canadiens avant et pendant la pandémie de COVID-19.
De 2018 à juin 2020, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie au Canada a baissé, passant de 8,09 à 6,71 sur une échelle de réponses allant de 0 à 10, représentant une baisse de 1,38 point. Cette baisse était accompagnée d’une hausse significative de l’inégalité de sa répartition. Des modèles de régression par les moindres carrés ordinaires (MCO) se fondant sur un échantillon combiné et un ensemble complet de paramètres d’interaction indiquent que la baisse de la satisfaction à l’égard de la vie a été d’environ 0,35 point supérieure chez les jeunes âgés de 15 à 29 ans par rapport aux personnes âgées de 30 à 59 ans, lorsque d’autres caractéristiques sont prises en considération. Dans le même ordre d’idées, la satisfaction à l’égard de la vie a baissé davantage chez les immigrants de deux vastes régions, c’est-à-dire l’Asie et les États-Unis, l’Europe et l’Australasie, par rapport aux personnes nées au Canada. Les différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie pour d’autres caractéristiques démographiques, dont le sexe, la composition du ménage, la scolarité et la résidence en région urbaine ou rurale, n’ont pas varié de manière significative pendant la pandémie, par rapport aux niveaux observés avant celle-ci. Plus particulièrement, la répartition des réponses en matière de satisfaction à l’égard de la vie a été, en grande partie, identique chez les hommes et les femmes en 2018. Elle est demeurée identique, à des niveaux significativement inférieurs chez les deux sexes, en juin 2020.
On évalue que les baisses des proportions des répondants à l’ESCC et à la SEPC ayant un emploi et les hausses des taux de chômage au sein des régions économiques représentent 0,41 point, soit un peu moins du tiers de la baisse totale de 1,38 point de la satisfaction générale à l’égard de la vie observée entre 2018 et juin 2020. L’ajout d’effets moyens pondérés d’autres variables individuelles, plus particulièrement les craintes relatives à la réaction sociale négative des autres pendant la pandémie, a permis d’obtenir un effet total de 0,54 point, ou environ 39 % de la baisse de 1,38 point.
Sommaire
La pandémie de COVID-19 a eu des répercussions sans précédent sur de nombreux aspects clés de la vie, comme la santé, les liens sociaux, la mobilité, l’emploi et le revenu. La satisfaction à l’égard de la vie offre la meilleure mesure globale des effets combinés de ces changements sur le mieux-être des Canadiens. Au moyen d’échantillons représentatifs de la population utilisés dans le cadre de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2018 et de l’enquête de juin 2020 de la Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes (SEPC), cette étude compare la satisfaction à l’égard de la vie des Canadiens avant et pendant la pandémie de COVID-19. L’échantillon de l’ESCC comptait environ 49 200 répondants, tandis que celui de la SEPC, 4 200 répondants.
De 2018 à juin 2020, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie au Canada a baissé, passant de 8,09 à 6,71 sur une échelle de réponses allant de 0 à 10, représentant une baisse de 1,38 point. Il s’agit du niveau de satisfaction à l’égard de la vie le plus bas observé au Canada au cours de la période allant de 2003 à 2020, période pour laquelle il existe des données comparables. En juin 2020, 40 % des Canadiens ont donné une cote de 8 ou plus sur l’échelle de la satisfaction à l’égard de la vie, soit une baisse par rapport à 72 % en 2018; en revanche, 40 % des Canadiens ont donné une cote de 6 ou moins en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie, en hausse par rapport à 12 %. Cette baisse de la satisfaction à l’égard de la vie a été accompagnée d’une hausse significative de l’inégalité de la répartition.
La différence entre les femmes et les hommes en ce qui concerne la satisfaction moyenne à l’égard de la vie était minime, avant ou pendant la pandémie. En revanche, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie a varié beaucoup plus parmi les groupes d’âge, baissant de 1,76 point chez les Canadiens âgés de 15 à 29 ans, de 1,32 point chez ceux âgés de 30 à 59 ans et de 1,21 point chez ceux âgés de 60 ans et plus. Les baisses de la satisfaction moyenne à l’égard de la vie ont également été relativement considérables chez les immigrants. On a observé des baisses de 1,82 point chez les personnes venant d’Asie, et de 1,74 point chez celles venant des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie, par rapport à une baisse de 1,30 point chez les personnes nées au Canada. Les modèles de régression multivariée ont confirmé les baisses relativement considérables de la satisfaction moyenne à l’égard de la vie chez les jeunes et les immigrants en fonction des échantillons combinés et d’un ensemble complet de paramètres d’interaction. Les différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie pour d’autres caractéristiques démographiques, dont le sexe, la composition du ménage, la scolarité et la résidence en région urbaine ou rurale, n’ont pas varié de manière significative pendant la pandémie, par rapport aux niveaux observés avant celle-ci.
La situation d’emploi des répondants a été corrélée avec environ le même degré de satisfaction à l’égard de la vie en 2018 et en 2020. Cependant, l’incidence de l’emploi était environ 7 points de pourcentage inférieure en juin 2020 par rapport à 2018. Le fait de ne pas avoir d’emploi a entraîné une baisse de la satisfaction à l’égard de la vie de 0,342 point. Le fait que 7 % des répondants n’aient plus d’emploi a fait baisser la satisfaction nationale moyenne à l’égard de la vie de 0,023 point (0,342 x 0,067). Parmi les autres facteurs d’influence connexes, il y avait une hausse des taux de chômage dans les régions économiques où les répondants vivent. On évalue que chaque hausse de 1 % du taux de chômage régional a entraîné une baisse de 0,059 point de la satisfaction à l’égard de la vie. En juin 2020, le taux de chômage au Canada était de 12,3 %. Il était donc 6,5 points plus élevé que le taux moyen observé en 2018 (5,8 %). La hausse de 6,5 points du taux de chômage se traduit par une baisse de 0,38 point (0, 059 x 6,5) de la satisfaction moyenne à l’égard de la vie. Le fait de jumeler les effets directs et contextuels estimés fait en sorte qu’on obtient un effet du chômage total très approximatif de 0,41 point, soit environ le tiers de la baisse de la satisfaction générale à l’égard de la vie de 1,38 point observée entre 2018 et juin 2020.
En ce qui concerne les facteurs sociaux, on a demandé aux répondants à la SEPC d’indiquer s’ils craignaient d’être la cible d’actes ou de comportements indésirables ou intimidants pendant la pandémie. Environ 20 % de l’échantillon a exprimé de telles craintes, affichant une corrélation négative de la satisfaction à l’égard de la vie de 0,689 point. Cela représenterait une baisse de 0,14 point de la satisfaction moyenne de la population à l’égard de la vie (0,197 x 0,689), soit le dixième de la baisse totale de 1,38 point. Puisqu’il n’y avait pas d’autres questions sur le contexte social, cet effet tient probablement compte de certains effets associés à d’autres soucis. En combinaison avec les effets du chômage, cela a représenté un total de 0,54 point, ou environ 39 % de la baisse de 1,38 point de la satisfaction à l’égard de la vie à l’échelle nationale.
1 Introduction
La pandémie de COVID-19 a eu des répercussions sans précédent sur de nombreux aspects clés de la vie au Canada, comme la santé, les liens sociaux, la mobilité, l’emploi et le revenu. Des données commencent graduellement à être diffusées sur les changements qui ont été observés dans chacun de ces domaines. La satisfaction à l’égard de la vie offre la meilleure mesure globale des effets combinés de tous ces changements. Puisqu’elle est mesurée au niveau individuel, elle offre également l’occasion d’aller au-delà des moyennes pour évaluer les segments de la population qui ont été les plus touchés. Idéalement, on pourrait comparer les observations de la satisfaction à l’égard de la vie avant et pendant la COVID-19 au moyen de la même enquête, peut-être même au moyen des mêmes répondants. Ces renseignements ne sont pas encore accessibles. Cependant, deux enquêtes de Statistique Canada, l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2018 et l’enquête de juin 2020 de la Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes (SEPC), fournissent des renseignements. Elles utilisent toutes les deux des échantillons représentatifs de la population vivant hors des établissements institutionnels. L’échantillon de l’ESCC comptait environ 49 200 répondants, tandis que celui de la SEPC, 4 200 répondants. Cette étude utilise ces données pour comparer la satisfaction à l’égard de la vie au Canada avant et pendant la pandémie, faisant des comparaisons à l’échelle de la population et parmi différentes régions et divers groupes démographiques.
Des données sur la satisfaction à l’égard de la vie sont recueillies depuis près de 40 ans dans le cadre d’enquêtes sociales au Canada, et depuis près de 20 ans au moyen de l’ESCC. C’est devenu une statistique nationale importante de la santé au Canada. Il a déjà été démontré que les réponses sur la satisfaction à l’égard de la vie de l’ESCC sont pertinentes pour les soins de santé, car il s’agit d’un facteur qui prédit la demande future en ce qui concerne le système de santé (Goel et coll. 2018) et la morbidité et la mortalité subséquentes (Rosella et coll. 2019), même si l’on tient compte des problèmes de santé préexistants. Dans le contexte de la COVID-19, la satisfaction à l’égard de la vie peut offrir une mesure globale essentielle des effets de la maladie sur le mieux-être. Elle peut montrer la répartition de ces effets dans les régions et les collectivités, en plus de donner l’occasion d’évaluer les effets généraux sur le bien-être social des différentes stratégies visant à composer avec la pandémie au fur et à mesure qu’elle continue d’évoluer (Helliwell et coll. 2020). Comme mesure globale de la santé mentale, elle fournit une portée pour les effets combinés de l’anxiété et de l’isolement, tandis qu’ils sont neutralisés par le fruit des efforts communautaires, des liens locaux et des liens numériques avec la famille et les amis.
Cette étude propose un tableau sommaire de la manière dont la satisfaction à l’égard de la vie a changé chez les gens de différents âges et ayant différentes situations. Cependant, ce tableau ne comporte pas suffisamment de détails qui permettraient d’évaluer avec davantage de précision les interactions des contextes sociaux et économiques à la base de ces changements. Le fait de mieux comprendre ces changements aidera à opter pour des comportements individuels et des politiques publiques qui permettront de mener une vie plus heureuse sans augmenter de manière excessive les risques pour la santé et les moyens de subsistance.
Le reste du document comprend trois sections distinctes. La section 2 présente des renseignements sur les sources de données utilisées dans l’analyse. Les résultats sont présentés à la section 3. On présente tout d’abord les résultats descriptifs, comparant les réponses sur la satisfaction à l’égard de la vie de 2018 et de juin 2020 des Canadiens en fonction de caractéristiques sociodémographiques sélectionnées. Ensuite, on examine la satisfaction à l’égard de la vie en fonction de ces caractéristiques et d’autres caractéristiques dans un cadre multivarié, évaluant de manière plus précise les répercussions de la pandémie sur des groupes de population. Lorsqu’on évalue, ensemble, les répartitions simples et l’analyse multivariée, les changements les plus importants relatifs à la COVID-19 sont associés à l’âge, au statut d’immigrant et à l’emploi. La section 4 porte sur les conclusions et les prochaines étapes.
2 Sources de données et concepts
Les données de l’enquête de juin 2020 de la SEPC et de l’ESCC de 2018 ont été utilisées dans le cadre de la présente étude. La SEPC est une nouvelle initiative de Statistique Canada visant à recueillir rapidement de l’information sur des enjeux sociaux à un coût inférieur. Les enquêtes transversales sont menées en ligne environ une fois par mois. La collecte dure environ une semaine. Chaque enquête de la SEPC est réalisée auprès d’un sous-échantillon des répondants de l’Enquête sur la population active (EPA). L’échantillon de l’EPA est prélevé à partir d’une base aréolaire et se fonde sur un plan stratifié à plusieurs degrés s’appuyant sur un échantillonnage probabiliste. La SEPC est conçue pour produire des données à un niveau national (à l’exception des territoires). La SEPC utilisée dans le cadre de la présente analyse a été menée du 15 au 21 juin 2020. Les renseignements ont été recueillis auprès d’un échantillon d’environ 4 200 répondants. Vous trouverez davantage de renseignements détaillés sur la SEPC, à Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes (SEPC) de juin 2020.
L’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes est une enquête transversale qui recueille des renseignements sur l’état de santé, l’utilisation des services de santé et les déterminants de la santé au sein de la population canadienne. Les données sont recueillies auprès d’un vaste échantillon de répondants âgés d’au moins 12 ans, qui vivent dans les 10 provinces et les 3 territoires, au moyen d’un logiciel d’interview téléphonique ou d’interview sur place assistée par ordinateur. La collecte de données est réalisée de janvier à décembre. Dans le cadre de cette étude, les données annuelles de 2018 ont été utilisées. Dans le cadre de la présente étude, l’échantillon était restreint aux répondants à l’ESCC de 2018 âgés de 15 ans ou plus au moment de l’enquête et vivant dans les 10 provinces. Cette sélection, qui a permis d’obtenir un échantillon d’environ 49 200 répondants à l’ESCC, était nécessaire pour reproduire l’échantillon de l’enquête de juin 2020 de la SEPC. Vous trouverez des renseignements détaillés sur l’ESCC, à Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC).
Tandis que l’ESCC de 2018 et l’enquête de juin 2020 de la SEPC sont conçues pour fournir de l’information représentative de la population canadienne, des différences en ce qui concerne le contenu élargi de l’enquête, les modes de collecte de données et d’autres facteurs peuvent influer sur les réponses relatives à la satisfaction à l’égard de la vie. Il sera possible d’évaluer ces problèmes lorsque les résultats de l’ESCC de 2020 et d’autres enquêtes seront accessibles.
La question suivante a été posée aux répondants de l’ESCC et de la SEPC :
Sur une échelle de 0 à 10, où 0 signifie « Très insatisfait » et 10 signifie « Très satisfait », quel sentiment éprouvez-vous présentement à l’égard de votre vie en général?
Dans cette analyse, la variable de la composition du ménage est constituée de deux variables : la taille du ménage et la présence d’enfants âgés de moins de 18 ans au sein du ménage. Cette situation a permis d’obtenir un ensemble parcimonieux de catégories pertinentes dans le cas des craintes relatives à la COVID-19 qui sont associées à l’isolement social et aux problèmes familiaux. L’état matrimonial était compris dans les modèles d’exploration, mais a été abandonné pour des raisons de parcimonie.
La SEPC renferme des renseignements sur le statut d’immigrant reçu et le pays de naissance, mais pas l’année d’arrivée. C’est pourquoi les immigrants ont été classés en fonction de la région d’origine, au lieu de la période d’arrivée. Selon l’ESCC de 2018, 68 % des immigrants des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie sont arrivés au Canada avant 1998 (c.-à-d. plus de 20 ans avant), par rapport à 33 % des immigrants de l’Asie et à 38 % des immigrants d’autres régions. En raison de la petite taille de l’échantillon de la SEPC, il a fallu employer de vastes catégories régionales pour que le nombre de répondants dans les cellules soit suffisant quand venait le temps de produire des estimations statistiques robustes. Dans le même ordre d’idées, en raison du petit nombre de répondants à la SEPC dans les provinces moins peuplées, il a fallu utiliser deux agrégations régionales, soit le Canada atlantique et le Manitoba et la Saskatchewan.
3 Satisfaction à l’égard de la vie avant et pendant la pandémie – résultats
3.1 Résultats descriptifs
En 2018, la satisfaction moyenne des Canadiens à l’égard de la vie était de 8,09 sur l’échelle de 0 à 10. Ce résultat est quasiment identique à celui obtenu au cours des trois années précédentes. En juin 2020, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie avait cependant baissé pour se fixer à 6,71, soit une baisse de 1,38 point sur l’échelle. Il s’agit du niveau de satisfaction à l’égard de la vie le plus bas observé au Canada au cours de la période allant de 2003 à 2020, période pour laquelle il existe des données comparablesNote . Cette baisse est semblable à la diminution de 1,2 point de la satisfaction moyenne à l’égard de la vie observée au Royaume-Uni (Fujiwara et coll. 2020)Note .
La répartition des réponses concernant la satisfaction à l’égard de la vie au Canada en 2018 et en juin 2020 est présentée dans le graphique 1Note . En juin 2020, environ 20 % des Canadiens ont donné une cote de 8 sur l’échelle de la satisfaction à l’égard de la vie, soit une baisse par rapport à 32 % en 2018. De manière plus générale, la proportion des Canadiens ayant donné une cote de 8 ou plus sur l’échelle de la satisfaction à l’égard de la vie a baissé, passant de 72 % à 40 % pendant cette période, alors que la proportion des Canadiens ayant donné une cote de 6 ou moins en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie a augmenté, passant de 12 % à 40 %.
Tableau de données du graphique 1
| Réponse sur la satisfaction à l’égard de la vie | 2018 | Juin 2020 |
|---|---|---|
| pourcentage de personnes | ||
| 0 à 2 | 0,81 | 3,9 |
| 3 | 0,58 | 4,9 |
| 4 | 1,13 | 4,85 |
| 5 | 4,27 | 14,27 |
| 6 | 5,09 | 11,94 |
| 7 | 15,81 | 20,57 |
| 8 | 31,63 | 19,5 |
| 9 | 20,06 | 10,14 |
| 10 | 20,62 | 9,92 |
| Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020. | ||
La tendance à la baisse de la satisfaction à l’égard de la vie des Canadiens a été accompagnée d’une hausse de l’écart-type autour de la moyenneNote . Ainsi, l’inégalité sur le plan de la satisfaction à l’égard de la vie a augmenté. Il s’agit d’un résultat qui, selon des études antérieures, a des conséquences négatives sur la satisfaction moyenne à l’égard de la vie (Goff, Helliwell et Mayraz 2018).
La SEPC et l’ESCC renferment un ensemble commun de variables sociodémographiques, permettant d’effectuer des comparaisons entre les deux sources de données. Le tableau 1 illustre la répartition des répondants à la SEPC et à l’ESCC en fonction de ces variables. Les caractéristiques de composition de la SEPC et de l’ESCC pondérées sont très semblables, mettant en évidence la comparabilité et la représentativité des deux échantillons. Par exemple, les jeunes âgés de 15 à 19 ans ont représenté 21,9 % de la population représentée dans l’ESCC de 2018, et 21,3 % de la population représentée dans l’enquête de juin 2020 de la SEPC.
| ESCC de 2018 | SEPC de juin 2020 | |
|---|---|---|
| pourcentage | pourcentage | |
| Sexe | ||
| Homme | 49,3 | 49,4 |
| Femme | 50,7 | 50,7 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Groupe d’âge (années) | ||
| 15 à 29 ans | 21,9 | 21,3 |
| 30 à 59 ans | 49,6 | 49,0 |
| 60 ans ou plus | 28,5 | 29,7 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Composition du ménage | ||
| Vivant seul | 15,4 | 15,5 |
| Vivant avec d’autres personnes, sans enfants | 51,3 | 52,6 |
| Vivant avec d’autres personnes, avec des enfants | 33,3 | 32,0 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Niveau de scolarité | ||
| Études secondaires ou moins | 37,5 | 39,2 |
| Études postsecondaires non universitaires | 34,8 | 32,8 |
| Grade universitaire | 27,7 | 28,0 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Statut d’immigrant | ||
| Né au Canada | 72,5 | 75,0 |
| Immigrant – États-Unis, Europe, Australasie | 8,4 | 8,4 |
| Immigrant – Asie | 13,3 | 11,2 |
| Immigrant – autres régions | 5,8 | 5,4 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Région/province de résidence | ||
| Atlantique | 6,6 | 6,5 |
| Québec | 23,1 | 22,9 |
| Ontario | 39,3 | 39,6 |
| Manitoba et Saskatchewan | 6,3 | 6,4 |
| Alberta | 11,5 | 11,4 |
| Colombie-Britannique | 13,3 | 13,4 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Résidence en région urbaine/rurale | ||
| Région rurale | 17,1 | 15,9 |
| Région urbaine | 82,9 | 84,1 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
| Craint d’être ciblé | ||
| Oui | Note ..: indisponible pour une période de référence précise | 19,7 |
| Non | Note ..: indisponible pour une période de référence précise | 80,3 |
| Total | Note ..: indisponible pour une période de référence précise | 100,0 |
| Situation d’emploi | ||
| Occupé | 57,8 | 51,0 |
| Occupé – absent du travail | 5,2 | 6,3 |
| En chômage | 37,1 | 42,7 |
| Total | 100,0 | 100,0 |
|
.. indisponible pour une période de référence précise Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes (SEPC) de juin 2020. |
||
Le tableau 2 illustre la satisfaction moyenne à l’égard de la vie pour ces caractéristiques sociodémographiques. La différence entre les femmes et les hommes en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie était, en moyenne, minime, avant ou pendant la pandémie. En 2018, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie chez les femmes et les hommes était virtuellement identique, à 8,09 et à 8,10 respectivement; en juin 2020, la différence en ce qui concerne la satisfaction moyenne à l’égard de la vie entre les deux sexes était encore petite (0,10) et statistiquement non significative (tableau 2). Dans le même ordre d’idées, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie chez les femmes et les hommes n’a pas varié significativement parmi les groupes d’âge. L’absence de différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie entre les femmes et les hommes peut être inattendue, étant donné les données probantes récentes montrant que les femmes ont déclaré avoir une moins bonne santé mentale que les hommes pendant la pandémie (Findlay et Arim 2020) et qu’elles ont connu une reprise légèrement plus lente des niveaux d’emploi (Statistique Canada 2020a). Les discussions publiques attirent également l’attention sur les perturbations en emploi et les défis que doivent relever les femmes quand vient le temps d’établir un équilibre entre le travail et la vie familiale pendant la pandémie. Les femmes étaient plus susceptibles que les hommes, dans la plupart des pays industrialisés, de déclarer que leur vie avait changé en raison de la COVID-19 (Pew Research Center 2020, p. 8). Malgré cela, les niveaux de satisfaction à l’égard de la vie chez les femmes et les hommes canadiens étaient, dans l’ensemble, presque identiques pour ce qui est de la moyenne et de la répartition sur l’échelle de réponses, comme le montre le graphique 2. Les différences entre les hommes et les femmes dans des contextes et situations particuliers peuvent avoir des effets de compensation sur la satisfaction à l’égard de la vie, alors que des gains observés dans certains aspects de la vie peuvent être neutralisés par des pertes dans d’autres aspects.
| Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 | Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020 | Différence en ce qui concerne la satisfaction moyenne à l’égard de la vie | |
|---|---|---|---|
| Satisfaction moyenne à l’égard de la vie | Satisfaction moyenne à l’égard de la vie | ||
| Total | 8,09 | 6,71 | -1,38 |
| Sexe | |||
| Homme | 8,10 | 6,77 | -1,33 |
| Femme | 8,09 | 6,67 | -1,42 |
| Groupe d’âge (années) | |||
| 15 à 29 ans | 8,17 | 6,41 | -1,76 |
| 30 à 59 ans | 8,04 | 6,72 | -1,32 |
| 60 ans ou plus | 8,14 | 6,93 | -1,21 |
| Composition du ménage | |||
| Vivant seul | 7,66 | 6,52 | -1,14 |
| Vivant avec d’autres personnes, sans enfants | 8,15 | 6,78 | -1,37 |
| Vivant avec d’autres personnes, avec des enfants | 8,21 | 6,70 | -1,51 |
| Niveau de scolarité | |||
| Études secondaires ou moins | 8,01 | 6,53 | -1,48 |
| Études postsecondaires non universitaires | 8,08 | 6,86 | -1,22 |
| Grade universitaire | 8,22 | 6,80 | -1,42 |
| Statut d’immigrant | |||
| Né au Canada | 8,11 | 6,81 | -1,30 |
| Immigrant – États-Unis, Europe, Australasie | 8,14 | 6,40 | -1,74 |
| Immigrant – Asie | 8,00 | 6,18 | -1,82 |
| Immigrant – autres régions | 8,07 | 6,93 | -1,14 |
| Région/province de résidence | |||
| Atlantique | 8,14 | 7,05 | -1,09 |
| Québec | 8,20 | 6,83 | -1,37 |
| Ontario | 8,09 | 6,65 | -1,44 |
| Manitoba et Saskatchewan | 8,08 | 6,98 | -1,10 |
| Alberta | 8,00 | 6,66 | -1,34 |
| Colombie-Britannique | 8,01 | 6,47 | -1,54 |
| Résidence en région urbaine/rurale | |||
| Région rurale | 8,24 | 6,98 | -1,26 |
| Région urbaine | 8,07 | 6,67 | -1,40 |
| Craint d’être ciblé | |||
| Oui | Note ..: indisponible pour une période de référence précise | 6,07 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Non | Note ..: indisponible pour une période de référence précise | 6,88 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Situation d’emploi | |||
| Occupé | 8,18 | 6,83 | -1,35 |
| Occupé – absent du travail | 8,09 | 6,32 | -1,77 |
| En chômage | 7,95 | 6,67 | -1,28 |
|
.. non disponible pour une période de référence précise ... n'ayant pas lieu de figurer Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020. |
|||
Tableau de données du graphique 2
| Réponse sur la satisfaction à l’égard de la vie | Hommes, 2018 | Femmes, 2018 | Hommes, juin 2020 | Femmes, juin 2020 |
|---|---|---|---|---|
| pourcentage de personnes | ||||
| 0 à 2 | 0,76 | 0,85 | 3,18 | 4,61 |
| 3 | 0,54 | 0,63 | 5,28 | 4,53 |
| 4 | 1,08 | 1,18 | 5,35 | 4,37 |
| 5 | 3,83 | 4,7 | 13,69 | 14,83 |
| 6 | 5,07 | 5,1 | 12,17 | 11,72 |
| 7 | 16,25 | 15,38 | 20,44 | 20,71 |
| 8 | 32,11 | 31,18 | 18,42 | 20,55 |
| 9 | 20,85 | 19,3 | 10,67 | 9,62 |
| 10 | 19,52 | 21,67 | 10,8 | 9,06 |
| Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020. | ||||
En revanche, la satisfaction à l’égard de la vie a varié beaucoup plus parmi les groupes d’âge, baissant davantage chez les jeunes et moins chez les personnes âgéesNote . Entre 2018 et juin 2020, la satisfaction à l’égard de la vie a baissé de 1,76 point chez les Canadiens âgés de 15 à 29 ans, de 1,32 point chez ceux âgés de 30 à 59 ans et de 1,21 point chez ceux âgés de 60 ans et plus (tableau 2). Lorsqu’une autre mesure est prise en compte, la proportion de personnes âgées de 15 à 29 ans évaluant que leur niveau de satisfaction à l’égard de la vie est d’au moins 8 a diminué, passant de 72 % en 2018 à 26 % en juin 2020. Cette baisse de 46 points de pourcentage a été beaucoup plus considérable que la baisse de 30 points de pourcentage observée chez les personnes âgées de 30 à 59 ans, et la baisse de 27 points de pourcentage enregistrée chez les personnes âgées de 60 ans et plus (tableau 1). Ainsi, la relation en forme de U bien documentée entre la satisfaction à l’égard de la vie et l’âge (Helliwell et coll. 2019) observée en 2018 n’était plus évidente en juin 2020. À ce moment, la satisfaction à l’égard de la vie était à son niveau le plus bas chez les jeunes et augmentait progressivement chez les Canadiens des groupes d’âge moyen et plus vieux (voir le graphique 3). Les résultats multivariés confirment la baisse relativement considérable de la satisfaction à l’égard de la vie chez les jeunes.
Tableau de données du graphique 3
| Groupe d’âge | 2018 | Juin 2020 |
|---|---|---|
| satisfaction moyenne à l’égard de la vie | ||
| 15 à 29 ans | 8,17 | 6,41 |
| 30 à 59 ans | 8,04 | 6,72 |
| 60 ans ou plus | 8,14 | 6,93 |
| Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020. | ||
Ce changement à la répartition selon l’âge de la satisfaction à l’égard de la vie attribuable à la COVID-19 n’est pas unique au Canada. Une enquête de suivi de la COVID-19 qui couvre plus de 20 pays, dont le Canada, a montré qu’une même tendance est apparue, de manière générale, tandis que les personnes du groupe d’âge le plus jeune ont fait état d’une évaluation de la vie inférieure par rapport aux personnes des groupes d’âge plus vieux (Imperial College London 2020). Une étude plus détaillée de l’Office for National Statistics du Royaume-Uni (2020) fournit des données sur les interactions de facteurs. Même si les jeunes du Royaume-Uni étaient, dans l’ensemble, plus optimistes à l’égard de l’avenir et étaient moins susceptibles d’être préoccupés par les effets de la COVID-19 sur leur vie, d’autres facteurs associés à la COVID-19 favorisaient une tendance opposée, faisant en sorte qu’il y avait un effet négatif net chez les groupes plus âgés. Les jeunes étaient plus susceptibles de se sentir seuls, plus susceptibles de s’ennuyer et moins susceptibles d’aider leurs voisins. Les personnes qui croyaient que la COVID-19 avait des répercussions négatives sur leur vie ont déclaré être préoccupées par les relations avec les amis et les grands-parents, ainsi que par l’incidence sur les écoles et les universités. Les personnes âgées de 25 à 29 ans étaient plus susceptibles que les personnes plus jeunes et les personnes plus âgées d’avoir observé des répercussions négatives de la pandémie sur leur travail.
Les données probantes montrent des défis semblables chez les jeunes Canadiens. Au cours de la pandémie, ils ont fait état d’une évaluation moins positive de leur santé mentale que les Canadiens des groupes d’âge moyens et plus vieux. Entre 2018 et avril et mai 2020, la proportion de ces jeunes ayant déclaré avoir une santé mentale très bonne ou excellente a baissé de 20 points de pourcentage (de 62 % à 42 %). La proportion des personnes âgées ayant fait une telle déclaration est demeurée inchangée. L’emploi des jeunes a également été particulièrement touché durement. Malgré une reprise en juin 2020, le niveau de l’emploi chez les jeunes était encore 22,7 % (-580 000) inférieur par rapport au niveau de févrierNote . Parmi les étudiants prévoyant retourner à l’école à l’automne, le taux de chômage a augmenté pour atteindre 42,1 % en mai 2020. Il s’agit du taux le plus élevé jamais enregistré depuis le début de la série chronologique en 1976 (Statistique Canada 2020c).
Le statut d’immigrant est une autre dimension pour laquelle des différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie sont apparues. En 2018, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie a varié modestement entre les immigrants et les personnes nées au Canada. La satisfaction à l’égard de la vie était la plus faible chez les immigrants de l’Asie, à 8,00, et la plus élevée chez les personnes nées au Canada et les immigrants des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie, à 8,11 et à 8,14 respectivement (graphique 4). Les petites différences entre les immigrants et les personnes nées au Canada, malgré des différences considérables en ce qui a trait à la satisfaction à l’égard de la vie en fonction des pays d’origine des immigrants, tiennent compte d’une convergence de la satisfaction à l’égard de la vie des immigrants qui s’approche de la moyenne dans leur pays d’accueil. Cette tendance a été observée au Canada, au Royaume-Uni et ailleurs dans le mondeNote .
En juin 2020, l’écart en ce qui concerne la satisfaction moyenne à l’égard de la vie s’était creusé parmi les catégories d’immigration (voir le graphique 4), tenant compte de baisses supérieures parmi les immigrants de l’Asie et des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie (-1,82 et -1,74 respectivement) par rapport aux personnes nées au Canada et aux immigrants venant d’ailleursNote . Des techniques multivariées confirment ces résultats.
Tableau de données du graphique 4
| Statut d’immigrant | 2018 | Juin 2020 |
|---|---|---|
| satisfaction moyenne à l’égard de la vie | ||
| Né au Canada | 8,11 | 6,81 |
| Immigrant – États-Unis, Europe, Australasie | 8,14 | 6,40 |
| Immigrant – Asie | 8,00 | 6,18 |
| Immigrant – autres régions | 8,07 | 6,93 |
| Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020. | ||
Des facteurs économiques et sociaux pourraient expliquer ce résultat. Hou, Picot et Zhang (2020) ont indiqué que « les immigrants récents ont été plus susceptibles que les travailleurs nés au Canada de quitter leur emploi en mars et en avril [2020] ». Cette situation était « principalement attribuable à leur durée d’emploi plus courte et à leur surreprésentation dans les emplois moins bien rémunérés ». Les données de la SEPC recueillies en mars et en avril montrent que les immigrants étaient significativement plus susceptibles que les personnes nées au Canada d’être très ou extrêmement préoccupés par une gamme d’enjeux associés à la pandémie, comme leur propre santé, la santé des membres de leur ménage, les finances de leur ménage et le maintien des liens sociaux et de l’ordre social (LaRochelle-Coté et Uppal 2020). En juin 2020, les immigrants étaient plus susceptibles que les personnes nées au Canada de déclarer craindre d’être la cible de comportements ou d’actes indésirables ou intimidants parce qu’on pourrait juger qu’ils exposent les autres à un risque. Ces craintes ont été exprimées par 17 % des personnes nées au Canada et par 14 % des immigrants venant des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie, par rapport à 41 % des immigrants d’Asie. Parmi les répondants à la SEPC, la satisfaction à l’égard de la vie était près de 0,80 point inférieure chez les répondants exprimant de telles craintes par rapport aux répondants n’en ayant pas exprimé, soit 6,07 et 6,88 respectivement.
En ce qui concerne les provinces et les régions de résidenceNote , la satisfaction moyenne à l’égard de la vie en 2018 était de 8,09 en Ontario; légèrement supérieure au Québec, soit 8,20; et légèrement inférieure en Alberta et en Colombie-Britannique, soit environ 8,00. En juin 2020, la satisfaction moyenne à l’égard de la vie était beaucoup plus faible dans toutes les provinces et régions. Les niveaux différaient selon les régions (graphique 5). En raison des intervalles de confiance importants visant ces estimations, situation qui s’explique principalement par la taille relativement petite de l’échantillon de la SEPC, il serait prématuré de tirer des conclusions définitives.
Tableau de données du graphique 5
| Région | 2018 | Juin 2020 |
|---|---|---|
| satisfaction moyenne à l’égard de la vie | ||
| Atlantique | 8,14 | 7,05 |
| Qc | 8,20 | 6,83 |
| Ont. | 8,09 | 6,65 |
| Man. et Sask. | 8,08 | 6,98 |
| Alb. | 8,00 | 6,66 |
| C.-B. | 8,01 | 6,47 |
| Sources : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2018 et Série d’enquêtes sur les perspectives canadiennes de juin 2020. | ||
La satisfaction à l’égard de la vie varie selon de nombreuses autres caractéristiques sociodémographiques, dont la composition du ménage, le niveau de scolarité le plus élevé, ainsi que le lieu de résidence en région urbaine ou rurale. Par exemple, en 2018, la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes ayant un grade universitaire était de 8,22, un niveau supérieur à celui des personnes ayant un diplôme d’études secondaires ou moins (8,01). En juin 2020, la différence entre les deux groupes était semblable. Dans le même ordre d’idées, les personnes vivant en région rurale affichaient un niveau de satisfaction à l’égard de la vie supérieur à celui des personnes vivant en région urbaine. Des différences semblables entre les deux groupes ont été observées en juin 2020 et en 2018.
3.2 Résultats multivariés
Les fréquences et les moyennes présentées ci-dessus mettent en évidence des différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie en fonction de caractéristiques sociodémographiques. Cependant, elles ne permettent pas d’évaluer l’importance de chacune par rapport aux autres. Cette évaluation est réalisée dans la présente section, au moyen d’une série de modèles de régression par les moindres carrés ordinaires (MCO). Le premier ensemble de résultats se fonde sur des modèles identiques exécutés séparément en ce qui concerne les échantillons de l’ESCC de 2018 et de l’enquête de juin 2020 de la SEPC (tableau 3). Cela permet d’évaluer la direction, la force et la signification de chaque corrélation de la satisfaction à l’égard de la vie avant et pendant la pandémie. Le premier modèle (tableau 3, modèle 1) comprend les caractéristiques sociodémographiques présentées ci-dessus, le deuxième (tableau 3, modèle 2) comprend également la situation d’emploi des répondants et le taux de chômage dans la région économique où ils résident, et le troisième (tableau 3, modèle 3) comprend les craintes des répondants en ce qui concerne la victimisation ou le harcèlement pendant la pandémie. Les modèles qui comprennent les taux de chômage dans les régions économiques utilisent des erreurs-types regroupées au niveau de la région économique.
| Modèle 1 | Modèle 2 | Modèle 3 | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Caractéristiques sociodémographiques seulement | Modèle 1 + caractéristiques économiques | Modèle 2 + craintes de harcèlement | ||||||||
| ESCC de 2018 | SEPC de juin 2020 | ESCC de 2018 | SEPC de juin 2020 | SEPC de juin 2020 | ||||||
| Coefficient | Erreur-type | Coefficient | Erreur-type | Coefficient | Erreur-type | Coefficient | Erreur-type | Coefficient | Erreur-type | |
| Sexe | ||||||||||
| Homme | 0,009 | (0,024) | 0,082 | (0,119) | -0,021 | (0,019) | 0,093 | (0,192) | 0,075 | (0,197) |
| Femme (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Groupe d’âge (années) | ||||||||||
| 15 à 29 ans | 0,189Note ** | (0,034) | -0,203 | (0,198) | 0,228Note ** | (0,023) | -0,125 | (0,191) | -0,089 | (0,184) |
| 30 à 59 (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| 60 ans ou plus | 0,252Note ** | (0,031) | 0,362Note * | (0,142) | 0,437Note ** | (0,032) | 0,409Note * | (0,165) | 0,374Note * | (0,152) |
| Composition du ménage | ||||||||||
| Vivant seul | -0,502Note ** | (0,029) | -0,299Note * | (0,143) | -0,489Note ** | (0,029) | -0,340Note ** | (0,127) | -0,347Note ** | (0,120) |
| Vivant avec d’autres personnes, sans enfants (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Vivant avec d’autres personnes, avec des enfants | 0,148Note ** | (0,032) | 0,167 | (0,154) | 0,171Note ** | (0,030) | 0,132 | (0,098) | 0,193Note * | (0,093) |
| Statut d’immigrant | ||||||||||
| Né au Canada (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Immigrant – États-Unis, Europe, Australasie | 0,026 | (0,044) | -0,478Note * | (0,204) | 0,033 | (0,040) | -0,432Tableau 3 Note † | (0,218) | -0,328Tableau 3 Note † | (0,183) |
| Immigrant – Asie | -0,141Note ** | (0,049) | -0,589Note ** | (0,173) | -0,116Note * | (0,053) | -0,473Note ** | (0,145) | -0,340Note * | (0,133) |
| Immigrant – autres régions | -0,059 | (0,069) | 0,174 | (0,355) | -0,062 | (0,055) | 0,201 | (0,401) | 0,256 | (0,413) |
| Niveau de scolarité | ||||||||||
| Études secondaires ou moins (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Études postsecondaires non universitaires | 0,117Note ** | (0,030) | 0,301Tableau 3 Note † | (0,163) | 0,080Note ** | (0,024) | 0,319Tableau 3 Note † | (0,180) | 0,275 | (0,176) |
| Grade universitaire | 0,296Note ** | (0,033) | 0,351Note * | (0,147) | 0,247Note ** | (0,027) | 0,370Note * | (0,149) | 0,322Note * | (0,140) |
| Région/province de résidence | ||||||||||
| Atlantique | 0,014 | (0,037) | 0,236 | (0,169) | 0,030 | (0,064) | 0,255Tableau 3 Note † | (0,147) | 0,270Tableau 3 Note † | (0,142) |
| Québec | 0,121Note ** | (0,032) | 0,081 | (0,197) | 0,121Note * | (0,052) | 0,166 | (0,153) | 0,182 | (0,153) |
| Ontario (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Manitoba et Saskatchewan | -0,002 | (0,041) | 0,295Tableau 3 Note † | (0,175) | -0,007 | (0,050) | 0,164 | (0,178) | 0,209 | (0,165) |
| Alberta | -0,087Note * | (0,039) | -0,084 | (0,174) | -0,095Note ** | (0,034) | 0,049 | (0,130) | 0,073 | (0,130) |
| Colombie-Britannique | -0,058 | (0,039) | -0,150 | (0,159) | -0,059Note * | (0,026) | -0,232Tableau 3 Note † | (0,134) | -0,163 | (0,121) |
| Résidence en région urbaine/rurale | ||||||||||
| Région rurale | 0,149Note ** | (0,026) | 0,177 | (0,155) | 0,156Note ** | (0,029) | 0,131 | (0,150) | 0,116 | (0,156) |
| Région urbaine (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Situation d’emploi | ||||||||||
| Occupé (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Occupé – absent du travail | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,154Note * | (0,071) | -0,517Note * | (0,223) | -0,537Note * | (0,209) |
| En chômage | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,342Note ** | (0,024) | -0,193 | (0,133) | -0,231Tableau 3 Note † | (0,123) |
| Région économique - Taux de chômage | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,001 | (0,014) | -0,059Tableau 3 Note † | (0,030) | -0,053Tableau 3 Note † | (0,028) |
| Craint d’être ciblé | ||||||||||
| Pas préoccupé par les comportements indésirables (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Préoccupé par les comportements indésirables | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,689Note ** | (0,170) |
| Constante | 7,871Note ** | (0,043) | 6,451Note ** | (0,215) | 7,965Note ** | (0,072) | 7,279Note ** | (0,440) | 7,334Note ** | (0,416) |
| Nombre d’observations | 49 195 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 4 201 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 46 599 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 3 926 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 3 913 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| R carré | 0,027 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,030 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,035 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,035 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,049 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
... n'ayant pas lieu de figurer
|
||||||||||
Ces équations confirment les principaux résultats en fonction de simples corrélations. Parmi les jeunes âgés de 15 à 29 ans, la satisfaction à l’égard de la vie en 2018 était 0,189 point supérieure à celle déclarée par les Canadiens âgés de 30 à 59 ans, alors qu’en juin 2020, elle était inférieure (-0,203), même si elle n’était plus statistiquement significative (tableau 3, modèle 1). La baisse relative de la satisfaction à l’égard de la vie chez les jeunes, de 0,392 point, est confirmée ci-dessous (tableau 4, modèle 1). Lorsqu’on prend en compte la situation d’emploi et les taux de chômage régionaux, la satisfaction à l’égard de la vie relative des jeunes a tout de même baissé de 0,352 point (tableau 4, modèle 2).
On confirme également la satisfaction à l’égard de la vie relativement faible de certains groupes d’immigrants. En 2018, la satisfaction à l’égard de la vie des immigrants d’Asie était 0,141 point inférieure à celle de la population née au Canada, alors qu’en juin 2020, la différence atteignait -0,589 point. Dans le même ordre d’idées, la différence entre le niveau de satisfaction à l’égard de la vie des immigrants venant des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie et de la population née au Canada a augmenté, passant d’une absence de signification statistique à -0,478 point pendant la période. Lorsqu’on tient compte de la situation d’emploi et des taux de chômage régionaux, la différence en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie entre les immigrants et la population née au Canada diminue légèrement, indiquant que l’expérience sur le marché du travail au cours de la pandémie est un facteur contributif, mais pas le seul.
Parmi les provinces et régions, les résultats multivariés montrent que la satisfaction à l’égard de la vie en juin 2020 ne variait pas significativement entre l’Ontario et la plupart des autres provinces (tableau 3, modèle 2). Cela dit, par rapport à l’Ontario, le niveau de satisfaction à l’égard de la vie était 0,255 point supérieur dans le Canada atlantique et 0,232 point inférieur en Colombie-Britannique. Cependant, ces coefficients sont significatifs uniquement au niveau de confiance à 10 %Note . Pour associer les différences géographiques en matière de satisfaction à l’égard de la vie aux résultats différents relatifs à la COVID-19, il faudra que les enquêtes futures puissent compter sur des échantillons de plus grande taille.
D’autres caractéristiques sociodémographiques, plus particulièrement le niveau de scolarité et la résidence en région urbaine ou rurale, ont affiché des liens semblables avec la satisfaction à l’égard de la vie avant et pendant la pandémie. Le niveau de satisfaction à l’égard de la vie était environ 0,25 à 0,35 point supérieur chez les titulaires d’un grade universitaire par rapport aux personnes ayant un diplôme d’études secondaires ou moins pendant les deux périodes. Dans le même ordre d’idées, le niveau de satisfaction à l’égard de la vie était environ 0,15 point supérieur chez les résidents d’une région rurale par rapport aux résidents d’une région urbaine en 2018 et en juin 2020Note . Enfin, lors des deux périodes, la satisfaction à l’égard de la vie a été inférieure chez les personnes vivant seules par rapport aux personnes vivant avec d’autres adultes. Ces tendances ont été évidentes avant et pendant la pandémie de COVID-19. Malgré tout, en raison de l’éventail des enjeux associés à l’isolement social, à l’équilibre entre le travail et la vie personnelle et à l’accès restreint aux ressources hors de la maison, il faut continuer de surveiller les tendances en ce qui concerne le mieux-être parmi les types de ménages.
Les résultats de régression séparés mentionnés ci-dessus mettent en évidence les différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie parmi certains groupes avant et pendant la pandémie. Comment peut-on utiliser ces renseignements de manière utile pour évaluer les effets généraux de la COVID-19 sur la satisfaction à l’égard de la vie? Pour répondre à cette question, les répondants à la SEPC et à l’ESCC ont été réunis au sein d’un fichier de données pour réaliser des régressions regroupées par les MCONote . On a ajouté au fichier de nombreuses variables permettant de distinguer les répondants à la SEPC des répondants à l’ESCC, afin de saisir les changements en matière de satisfaction à l’égard de la vie entre deux périodes, d’une manière qui permet de mesurer de façon uniforme les effets de la COVID-19 chez différents sous-groupes de la population. On dispose ainsi d’une façon condensée de montrer les répercussions séparées et jumelées de nombreuses variables exerçant une influence sur la satisfaction à l’égard de la vie pendant la pandémie.
Cette analyse regroupée a été exécutée au moyen de deux modèles. Le premier comprenait des caractéristiques sociodémographiques, tandis que le deuxième renfermait également la situation d’emploi du répondant et le taux de chômage dans sa région économique. De nombreuses distinctions démographiques n’étaient pas associées à des effets significativement différents de la satisfaction à l’égard de la vie. Parmi celles-ci, il y avait le sexe, la composition du ménage, le niveau de scolarité ou la résidence en région urbaine ou rurale (tableau 4, modèles 1 et 2). Les différences entre les provinces étaient plus petites dans ce contexte multivarié élargi, tandis que le modèle 2 ne comportait pas de paramètres d’interaction provinciaux significatifs.
| Modèle 1 | Modèle 2 | |||
|---|---|---|---|---|
| Caractéristiques sociodémographiques seulement | Caractéristiques sociodémographiques et économiques | |||
| Coefficient | Erreur-type | Coefficient | Erreur-type | |
| ESCC de 2018 (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| SEPC de juin 2020 | -1,420Note ** | (0,219) | -1,457Note ** | (0,424) |
| Sexe | ||||
| Homme | 0,009 | (0,024) | -0,021 | (0,019) |
| Femme (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Homme /Interaction de la SEPC | 0,073 | (0,121) | 0,114 | (0,191) |
| Groupe d’âge (années) | ||||
| 15 à 29 ans | 0,189Note ** | (0,034) | 0,228Note ** | (0,023) |
| 30 à 59 (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| 60 ans ou plus | 0,252Note ** | (0,031) | 0,437Note ** | (0,032) |
| 15 à 29 ans/Interaction de la SEPC | -0,392Tableau 4 Note † | (0,200) | -0,352Tableau 4 Note † | (0,197) |
| 60 ans et plus/Interaction de la SEPC | 0,110 | (0,146) | -0,028 | (0,174) |
| Composition du ménage | ||||
| Vivant seul | -0,502Note ** | (0,029) | -0,489Note ** | (0,029) |
| Vivant avec d’autres personnes, sans enfants (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Vivant avec d’autres personnes, avec des enfants | 0,148Note ** | (0,032) | 0,171Note ** | (0,030) |
| Vivant seul/Interaction de la SEPC | 0,203 | (0,146) | 0,149 | (0,134) |
| Vivant avec d’autres personnes, avec des enfants/Interaction de la SEPC | 0,018 | (0,157) | -0,039 | (0,107) |
| Statut d’immigrant | ||||
| Né au Canada (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Immigrant – États-Unis, Europe, Australasie | 0,026 | (0,044) | 0,033 | (0,040) |
| Immigrant – Asie | -0,141Note ** | (0,049) | -0,116Note * | (0,053) |
| Immigrant – autres régions | -0,059 | (0,069) | -0,062 | (0,055) |
| Immigrant – États-Unis, Europe, Australasie/SEPC de juin 2020 | -0,504Note * | (0,208) | -0,465Note * | (0,197) |
| Immigrant – Asie/Interaction de la SEPC | -0,448Note * | (0,180) | -0,357Note * | (0,176) |
| Immigrant – autres régions/Interaction de la SEPC | 0,233 | (0,361) | 0,263 | (0,412) |
| Niveau de scolarité | ||||
| Études secondaires ou moins (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Études postsecondaires non universitaires | 0,117Note ** | (0,030) | 0,080Note ** | (0,024) |
| Grade universitaire | 0,296Note ** | (0,033) | 0,247Note ** | (0,027) |
| Études postsecondaires non universitaires/Interaction de la SEPC | 0,184 | (0,165) | 0,239 | (0,190) |
| Grade universitaire/Interaction de la SEPC | 0,055 | (0,151) | 0,127 | (0,154) |
| Région/province de résidence | ||||
| Atlantique | 0,014 | (0,037) | 0,030 | (0,064) |
| Québec | 0,121Note ** | (0,032) | 0,121Note * | (0,052) |
| Ontario (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Manitoba et Saskatchewan | -0,002 | (0,041) | -0,007 | (0,050) |
| Alberta | -0,087Note * | (0,039) | -0,095Note ** | (0,034) |
| Colombie-Britannique | -0,058 | (0,039) | -0,059Note * | (0,026) |
| Atlantique/Interaction de la SEPC | 0,222 | (0,172) | 0,226 | (0,167) |
| Québec/Interaction de la SEPC | -0,041 | (0,200) | 0,045 | (0,127) |
| Manitoba et Saskatchewan/Interaction de la SEPC | 0,296Tableau 4 Note † | (0,179) | 0,171 | (0,181) |
| Alberta/SEPC de juin 2020 | 0,003 | (0,178) | 0,144 | (0,136) |
| Colombie-Britannique/Interaction de la SEPC | -0,092 | (0,164) | -0,172 | (0,136) |
| Résidence en région urbaine/rurale | ||||
| Région urbaine (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Région rurale | 0,149Note ** | (0,026) | 0,156Note ** | (0,029) |
| Région rurale/Interaction de la SEPC | 0,028 | (0,157) | -0,025 | (0,155) |
| Situation d’emploi | ||||
| Occupé (groupe de référence) | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| Occupé – absent du travail | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,154Note * | (0,071) |
| En chômage | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,342Note ** | (0,024) |
| Occupé – absent du travail/Interaction de la SEPC | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,364 | (0,241) |
| En chômage/Interaction de la SEPC | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,15 | (0,128) |
| Région économique - Taux de chômage | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,001 | (0,014) |
| Région économique - Taux de chômage/Interaction de la SEPC | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | -0,060Note * | (0,025) |
| Constante | 7,871Note ** | (0,043) | 7,965Note ** | (0,072) |
| Nombre d’observations | 53 396 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 50 525 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
| R carré | 0,142 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer | 0,146 | Note ...: n'ayant pas lieu de figurer |
... n'ayant pas lieu de figurer
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Certaines distinctions démographiques ont continué de contribuer de manière significative aux différences en ce qui concerne la satisfaction à l’égard de la vie pendant la pandémie, comme le révèlent leurs paramètres d’interaction. Tout particulièrement, la satisfaction à l’égard de la vie a diminué davantage chez les jeunes âgés de 15 à 29 ans que chez les personnes âgées de 30 à 59 ans, même après avoir pris en compte les différences relatives à d’autres variables. L’estimation était de -0,392 lorsqu’on prenait uniquement en compte les caractéristiques sociodémographiques, et de -0,352 lorsqu’on tenait également compte de la situation d’emploi et du chômage régional.
Dans le même ordre d’idées, le niveau de satisfaction à l’égard de la vie chez les immigrants d’Asie, ainsi que des États-Unis, de l’Europe et de l’Australasie, a encore baissé de 0,448 et de 0,504 point respectivement par rapport à la population née au Canada lorsque les caractéristiques sociodémographiques étaient prises en considération. Les baisses relativement considérables de la satisfaction à l’égard de la vie chez les immigrants de ces groupes sont demeurées substantielles, à 0,357 et à 0,465, lorsque la situation d’emploi et le chômage régional étaient également pris en compte.
Ensuite, les effets des variables propres à la SEPC sont pris en compte. Cela représente une première étape timide visant à comprendre l’évolution des contextes social et économique pendant la pandémie. Une variable est associée au contexte social, tandis que deux autres variables portent sur les conditions d’emploi. En ce qui concerne le contexte social, dans le cadre de la SEPC, il fallait répondre par oui ou non à la question suivante : « Une fois que vos gouvernements fédéral, provincial, territorial ou municipal auront assoupli les mesures mises en place pour lutter contre la COVID-19, craignez-vous d’être la cible de comportements indésirables parce qu’on pourrait juger que vous exposez les autres à un risque? ». Dans le modèle 3 du tableau 3, on a évalué que la satisfaction à l’égard de la vie des personnes ayant répondu par l’affirmative, représentant environ 20 % de l’échantillon, était inférieure de 0,689 point. Cet effet, ressenti par 20 % de la population, représenterait une baisse de 0,14 point de la satisfaction moyenne de la population à l’égard de la vie, soit le dixième de la baisse totale de 1,38 point. Puisqu’il n’y avait pas d’autres questions sur le contexte social, cet effet tient probablement compte de certains effets associés à d’autres soucisNote .
Cependant, dans certains cas, on a découvert que des crises partagées augmentent la cohésion sociale, favorisant ainsi la satisfaction à l’égard de la vie. La SEPC ne comprenait pas la question sur l’appartenance à la collectivité de l’ESCC. Il n’est donc pas possible de vérifier l’effet observé dans une enquête internationale de Pew réalisée en juin et en juillet 2020, lors de laquelle 66 % des répondants canadiens ont déclaré que le Canada était plus uni qu’avant la pandémie, par rapport à 29 % des Canadiens qui croyaient que le pays était plus divisé. Parmi les 14 économies avancées étudiées dans l’enquête de Pew, seul le Danemark affichait une proportion supérieure de répondants (72 %) qui croyaient que leur pays est devenu plus uni dans le cadre de la COVID-19. Cette situation est à l’opposé des États-Unis, le pays s’étant classé au dernier rang, tandis que 18 % des Américains croyaient que leur pays était plus uni, et 77 % d’entre eux croyaient qu’il est encore plus divisé. Des études antérieures (Helliwell et coll. 2019) utilisant les réponses à la question sur l’appartenance à la collectivité de l’ESCC ont montré que l’appartenance à une collectivité est fortement corrélée avec la satisfaction à l’égard de la vie au niveau individuel et au niveau de la collectivité. Ces données suggèrent que le fait d’avoir un sentiment accru « d’affronter ensemble la crise » aiderait à réduire l’effet négatif net de la COVID-19 sur la satisfaction à l’égard de la vie au Canada.
Enfin, la présente étude aborde la question de l’emploi. Deux variables et deux facteurs des conditions d’emploi relatives à la COVID-19 ont influé sur la satisfaction à l’égard de la vie. En 2018 et en juin 2020, la situation d’emploi des répondants a eu une incidence semblable sur la satisfaction à l’égard de la vie, comme le montre l’absence de signification des paramètres d’interaction. Cependant, l’incidence de l’emploi était, évidemment, beaucoup plus faible dans l’échantillon de la SEPC que dans celui-ci de l’ESCC, tandis qu’environ 7 % de moins des répondants de l’échantillon avaient un emploi en juin 2020. Selon le modèle 2, le fait de ne pas avoir d’emploi a entraîné une baisse de la satisfaction à l’égard de la vie de 0,342 point. Le fait que 7 % des répondants n’aient plus d’emploi a fait baisser la satisfaction nationale moyenne à l’égard de la vie de 0,023 point (0,342 x 0,067). Les répercussions évaluées en juin 2020 du taux de chômage moyen dans la région économique où les répondants vivent constituent la deuxième variable, avec son facteur d’influence connexe. On évalue, même si c’est de manière imprécise, que chaque hausse de 1 % du taux de chômage a entraîné une baisse de 0,059 point. En 2018, le taux de chômage au Canada se fixait, en moyenne, à 5,8 %, par rapport à 12,3 % en juin 2020, mois pendant lequel la SEPC a été réalisée. La hausse de 6,5 points du taux de chômage s’est traduite par une baisse de 0,38 point (0, 059 x 6,5) de la satisfaction nationale moyenne à l’égard de la vie. Le fait de jumeler les effets directs et contextuels estimés fait en sorte qu’on a obtenu un effet du chômage total très approximatif de 0,41 point, soit environ le tiers de la baisse de la satisfaction générale à l’égard de la vie de 1,38 point observée entre 2018 et juin 2020.
4 Conclusions
Le fait d’apparier des échantillons comparables des évaluations de la satisfaction à l’égard de la vie de l’ESCC de 2018 et de l’enquête de juin 2020 de la SEPC appuie l’estimation à savoir que la satisfaction à l’égard de la vie a baissé de 1,38 point sur l’échelle de 0 à 10. Il s’agit d’un changement considérable, environ le tiers de la différence entre la moyenne la plus élevée et la moyenne la plus faible en ce qui concerne la satisfaction nationale à l’égard de la vie indiquées dans le World Happiness Report (Helliwell et Wang 2012, figure 2.5). Les enquêtes préliminaires de cette étude, qui utilisent les renseignements détaillés démographiques fournis dans les deux enquêtes, montrent que les personnes âgées de 15 à 29 ans et les immigrants de deux grandes régions d’origine, soit l’Asie et les États-Unis, l’Europe et l’Australasie, ont connu les réductions les plus importantes. Des différences en fonction de l’âge et du statut d’immigrant continuent d’être observées en contexte multivarié, alors que les différences provinciales perdent leur signification. De nombreuses autres distinctions démographiques n’étaient pas associées à une satisfaction à l’égard de la vie significativement différente pendant la pandémie. Parmi celles-ci, il y avait le sexe, la composition du ménage, le niveau de scolarité ou la résidence en région urbaine ou rurale. De manière frappante, les moyennes et les répartitions de la satisfaction à l’égard de la vie ont varié dans une mesure quasiment identique chez les hommes et les femmes, suggérant que les différences entre les sexes en ce qui concerne les rôles et les situations ont eu des effets neutralisants sur la satisfaction moyenne à l’égard de la vie, un résultat qui demande davantage de recherche.
La SEPC et l’ESCC ne renferment pas encore un éventail suffisant d’autres variables pour soutenir une analyse détaillée des aspects de la vie qui ont changé le plus, ainsi que de la manière dont ces changements ont influé sur la satisfaction à l’égard de la vie. Les questions de la SEPC sur le contexte social et l’expérience d’emploi individuelle, jumelées aux données sur le chômage régional, ont été utilisées pour illustrer certains aspects économiques et sociaux possibles des effets de la COVID-19 sur la satisfaction à l’égard de la vie. On a évalué que la satisfaction à l’égard de la vie des personnes craignant des réactions sociales négatives de la part d’autrui (environ 20 % des répondants) était inférieure d’environ les deux tiers d’un point, tandis que les personnes sans emploi (environ 7 % plus de personnes qu’avant la pandémie) étaient moins satisfaites (environ le tiers d’un point). Lorsque les proportions touchées de la population étaient prises en considération, ces deux effets réunis représentaient environ le cinquième d’un point pour l’ensemble de la population. À cela s’ajoutent des effets évalués sur la satisfaction à l’égard de la vie plus considérables mais imprécis des hausses générales du chômage moyen, qui est passé de 5,8 % en 2018 à 12,3 % en juin 2020. Cela correspond à une baisse de la satisfaction à l’égard de la vie de près des deux cinquièmes de point. En jumelant ces données aux effets moyens pondérés des variables individuelles, on obtient un effet total de 0,54 point, soit environ 39 % de la baisse totale évaluée de 1,38 point.
En ce qui concerne l’avenir, Statistique Canada est bien placé pour suivre et expliquer la satisfaction à l’égard de la vie des Canadiens pendant la pandémie et après celle-ci. L’Enquête sociale générale sur l’identité sociale sera réalisée sur Internet et par téléphone entre août et décembre 2020, tandis que la collecte de données dans le cadre de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2020 aura lieu de janvier à mars et de septembre à décembre. Les deux enquêtes posent des questions au sujet de la satisfaction à l’égard de la vie. D’autres enquêtes qui posent également des questions sur la satisfaction à l’égard de la vie seront menées en 2021. Elles fournissent de grands fichiers de données capables de soutenir des analyses plus détaillées de la satisfaction à l’égard de la vie avant, pendant et après la pandémie de COVID-19.
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