Évaluation de la qualité de la mesure des mauvais traitements physiques durant l'enfance dans l'Enquête nationale sur la santé de la population

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par Margot Shields, Wendy Hovdestad et Lil Tonmyr

Bon nombre d’études ont documenté les associations entre les mauvais traitements physiques durant l’enfance et les troubles mentaux et physiques subséquents^Note 1-3. La mesure des mauvais traitements dans ces analyses est habituellement fondée sur des déclarations rétrospectives d’adultes. Afin de mieux interpréter les études qui relient les mauvais traitements physiques durant l’enfance aux problèmes de santé plus tard dans la vie, il est important de comprendre la validité et la fiabilité de ces mesures.

La validité — c’est-à-dire la mesure dans laquelle les réponses rétrospectives rendent compte d’événements qui respectent les critères objectifs s’appliquant aux mauvais traitements physiques — est particulièrement difficile à évaluer. On a documenté des lacunes dans les souvenirs concernant les mauvais traitements durant l’enfance^{Note 4,Note 5}, ce qui peut donner lieu à des déclarations inexactes. En raison de la nature délicate de cette question, il se peut que les participants à l’enquête ne déclarent pas avoir subi de mauvais traitements. Par ailleurs, les questions qui sont définies au niveau comportemental ont une plus grande validité que celles qui sont autodéfinies ou interprétatives^Note 6-9. Un examen des ouvrages publiés sur la validité de la déclaration rétrospective de mauvaises expériences durant l’enfance indique que le taux de faux négatifs est substantiel, et que les faux positifs sont rares^Note 7. Des recherches sont nécessaires pour comprendre les biais dans les données déclarées.

La fiabilité (ou consensus) des déclarations de mauvais traitements au fil du temps est plus facile à évaluer. Comme il fallait s’y attendre, les études qui font appel à une remémoration à plus court terme comportent une plus grande fiabilité que celles qui ont une période de suivi plus longue^Note 10-15. De même, comme pour la validité, les questions qui sont définies au niveau comportemental comportent un plus haut niveau de fiabilité^Note 7.

Le malaise que peut entraîner une question chez un sujet ainsi que la non-réponse qui en résulte est un sujet fort préoccupant chez certains^Note 16. Si la non-réponse est un problème réel, et si les non-participants et les participants diffèrent dans leurs expériences des mauvais traitements, les résultats d’enquêtes pourraient être biaisés.

Une question rétrospective concernant les mauvais traitements physiques durant l’enfance a été incluse dans l’Enquête nationale sur la santé de la population (ENSP) et a été posée aux cycles 1 (1994-1995), 7 (2006-2007) et 8 (2008-2009). Les objectifs de la présente étude sont les suivants :

1. rendre compte de la non-réponse à la question de l’ENSP concernant les mauvais traitements physiques durant l’enfance;
2. évaluer la fiabilité de la question sur les mauvais traitements sur trois périodes : 1994-1995 à 2006-2007, 1994-1995 à 2008-2009 et 2006-2007 à 2008-2009;
3. déterminer dans quelle mesure les facteurs démographiques sont liés à la fiabilité des déclarations de mauvais traitements physiques durant l’enfance;
4. comparer la fiabilité de la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance avec celle d’autres questions sur les facteurs de stress durant l’enfance dans l’ENSP; et
5. examiner les associations entre les modèles de réponse à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance et la dépression, un état de santé autoévalué passable ou mauvais, l’incapacité, la migraine et la maladie cardiaque, c’est-à-dire répondre à la question suivante : « Les personnes ayant uniformément répondu par l’affirmative et celles ayant fourni des réponses non uniformes à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance sont-elles plus susceptibles que les personnes niant uniformément avoir subi de mauvais traitements de déclarer de tels problèmes? »

Méthodes

Source des données

L’analyse est fondée sur des données longitudinales provenant de neuf cycles (1994-1995 jusqu’à la fin de 2010-2011) de l’ENSP. La population cible de l’ENSP était la population à domicile des 10 provinces en 1994-1995, sauf les habitants des réserves indiennes, des bases des Forces canadiennes et de certaines régions éloignées, ainsi que les personnes vivant en établissement.

En 1994-1995, 20 095 ménages ont été sélectionnés pour faire partie du panel longitudinal. Une personne a été sélectionnée dans chaque ménage de façon aléatoire; parmi ces personnes, 86 % (17 276) ont répondu à la composante générale du questionnaire en 1994-1995. Tous les deux ans depuis, des tentatives sont faites pour interviewer à nouveau ces personnes. La collecte des données a pris fin en 2010-2011, ce qui représente 16 années de suivi. Le fichier « carré » de l’ENSP comprend un enregistrement pour chacun des 17 276 participants à l’enquête, avec des données sur un ensemble exhaustif de questions relatives à la santé posées à chaque cycle. Au cycle 1, 75 % des interviews ont été menés sur place. Au cours des cycles subséquents, presque toutes les interviews ont été menées par téléphone (plus de 99 % dans les cycles 7 et 8). Des descriptions détaillées du plan de sondage, de l’échantillon et des méthodes d’interview de l’ENSP sont disponibles dans des documents publiés^Note 17-19.

On a demandé l’autorisation des participants à l’ENSP de partager l’information qu’ils avaient fournie avec les ministères provinciaux de la Santé, Santé Canada et l’Agence de la santé publique du Canada. La plupart des participants à l’enquête (15 631; 90 %) ont donné leur accord pour le partage. Le présent article est fondé sur les données du fichier « carré de partage ».

Les questions sur les facteurs de stress chez les enfants (y compris les mauvais traitements physiques) ont été posées aux cycles 1 (1994-1995), 7 (2006-2007) et 8 (2008-2009) à tous les participants à l’enquête âgés de 18 ans et plus. Les questions ont aussi été posées aux participants qui avaient moins de 18 ans au cycle 1, mais qui avaient atteint l’âge de 18 ans au cycle 4 (1 034). Pour les présentes analyses, les réponses du cycle 1 ont été mises à jour pour refléter les réponses du cycle 4 dans ces cas. Le présent article est fondé sur 15 027 enregistrements pour lesquels des questions sur les facteurs de stress chez les enfants s’appliquaient à au moins un des cycles. Étant donné qu’il n’y avait pas de restriction d’âge lorsque l’échantillon original a été sélectionné en 1994-1995, il a été possible de rafraîchir l’échantillon de l’étude pour les cycles 7 et 8, afin d’inclure les participants à l’enquête qui avaient atteint l’âge de 18 ans à ce moment-là. Toutefois, les personnes qui ont immigré au Canada après 1994-1995 ont été exclues de l’étude.

Pour une bonne partie des questions de l’ENSP, les réponses par personne interposée (habituellement un membre de la famille) ont été autorisées si le participant à l’enquête sélectionné était indisposé par un problème de santé. Cela ne s’appliquait pas aux questions sur les facteurs de stress chez les enfants en raison de leur nature personnelle. On a réglé à « non déclaré » les réponses fournies par une personne interposée dans ces cas.

Mesures

Facteurs de stress chez l’enfant

La question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance était l’une des sept questions du module sur les facteurs de stress chez les enfants. « Je vais maintenant vous décrire des événements qui ont pu se produire lorsque vous étiez un(e) enfant, un(e) adolescent(e), soit avant que vous ne quittiez la maison. Avez-vous jamais été maltraité(e) physiquement par un proche? » Le tableau 4 comprend le libellé des six autres questions.

Problèmes de santé

Les réponses à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance ont été examinées en rapport avec cinq problèmes de santé décrits dans les ouvrages publiés comme ayant un lien avec ces mauvais traitements^Note 1-3. Les questions concernant ces cinq problèmes de santé ont été posées dans les neuf cycles de l’ENSP; les participants à l’enquête ont été classés comme ayant le problème s’ils l’avaient déclaré dans au moins un cycle.

La dépression a été mesurée au moyen d’un sous-ensemble de questions de la Composite International Diagnostic Interview, selon la méthode de Kessler et coll^Note 20.

L’état de santé autoévalué a été déterminé au moyen de la question suivante : « En général, diriez-vous que votre santé est : Excellente? Très bonne? Bonne? Passable? Mauvaise? »

L’incapacité a été définie sur la base d’une réponse affirmative à l’une ou l’autre des questions suivantes : « À cause d’une incapacité physique ou mentale ou d’un problème de santé chronique, êtes-vous limité d’une façon quelconque dans le genre ou dans le nombre des activités que vous exercez : à la maison? à l’école? au travail? dans d’autres activités? » « Avez-vous une incapacité ou un handicap quelconque de longue durée? »

La présence de problèmes de santé chroniques a été établie en demandant aux participants à l’enquête si un spécialiste de la santé avait diagnostiqué chez eux un ou des états qui persistaient ou devaient vraisemblablement persister six mois ou plus. Deux problèmes de santé chroniques ont été pris en compte dans la présente étude : la migraine et la maladie cardiaque.

Analyse

Afin d’examiner la fiabilité des questions sur les facteurs de stress chez l’enfant d’un cycle à l’autre de l’ENSP, deux mesures du degré d’accord ont été calculées, à savoir le taux de concordance (pourcentage de correspondance) et la statistique kappa de Cohen. Les taux de concordance sont faciles à interpréter, mais ils ont comme inconvénient qu’ils peuvent faire gonfler artificiellement les taux de correspondance pour des variables comportant une faible prévalence, parce que la plupart des valeurs se retrouvent dans une catégorie^Note 21.

La statistique kappa de Cohen tient compte d’une correction du pourcentage de correspondance dont on pourrait s’attendre qu’il ait lieu par hasard et est utile lorsque les taux de concordance sont peut-être artificiellement élevés en raison d’une faible prévalence^Note 21. Le principal inconvénient de la statistique kappa est qu’elle est difficile à interpréter. Landis et Koch^Note 22 ont proposé l’interprétation suivante, qui est couramment utilisée dans les études de fiabilité : 0,01-0,20 correspondance très faible; 0,21-0,40 correspondance faible; 0,41-0,60 correspondance modérée; 0,61-0,80 correspondance forte; et 0,81-0,99 correspondance presque parfaite.

Afin de déterminer dans quelle mesure les facteurs démographiques sont liés à la fiabilité des déclarations rétrospectives concernant les mauvais traitements physiques durant l’enfance, des estimations de kappa ont été comparées selon le sexe, le groupe d’âge (moins de 25 ans, 25 à 39 ans, 40 à 64 ans, 65 ans et plus), l’état matrimonial (marié(e) / vivant en union libre; oui/non), le revenu du ménage (quintile de revenu du ménage le plus faible; oui/non) et la race (blanche / non blanche). Par ailleurs, ces facteurs ont été examinés dans un modèle de régression logistique dans lequel la concordance représentait la variable dépendante. Cette approche comporte une limite, à savoir que si la prévalence est faible dans un groupe démographique (par exemple, celui des personnes mariées), la concordance peut être artificiellement élevée et, par conséquent, les associations avec la concordance peuvent être dues à une faible prévalence plutôt qu’à des réponses uniformes. Par conséquent, on a utilisé une approche recommandée par McKinney^Note 23, dans laquelle des comparaisons démographiques ont été faites uniquement pour les participants à l’enquête déclarant au moins un cas de mauvais traitement (c’est-à-dire que les facteurs démographiques ont été examinés pour les personnes qui ont uniformément déclaré avoir subi des mauvais traitements par rapport à celles ayant fourni des réponses qui n’étaient pas uniformes).

On a aussi eu recours à la régression logistique pour examiner les associations entre les modèles de réponse à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance et les problèmes de santé.

Des analyses ont été effectuées au moyen de SAS Enterprise Guide 5.1. Toutes les estimations sont fondées sur des données pondérées — à partir de poids créés à Statistique Canada, afin que les données soient représentatives de la population canadienne des 10 provinces en 1994-1995, et qui ont été ajustés à la hausse pour compenser la non-réponse à l’ENSP en 1994-1995. Les estimations de la variance et les intervalles de confiance (IC) à 95 % ont été calculés par la méthode du bootstrap (avec les procédures « proc survey » dans SAS) pour tenir compte des effets du plan de sondage complexe^Note 24. Étant donné que SAS ne prévoit pas de procédure pour estimer la variance de la statistique kappa par la méthode du bootstrap, les IC pour kappa ont été estimés en utilisant un effet de plan de deux pour tenir compte du plan de sondage complexe de l’ENSP.

Résultats

Le tableau 1 montre les réponses à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance par cycle de l’ENSP. Les principales raisons de la non-réponse étaient la non-réponse totale au cycle, la déclaration par personne interposée et la non-réponse partielle au cycle (entrevue interrompue avant que ne soient posées les questions sur les facteurs de stress chez l’enfant). À chacun des cycles, très peu de participants ont refusé de répondre à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance ou ont répondu « ne sais pas ». Les pourcentages qui ont répondu « ne sais pas » aux cycles 1 et 8 et qui ont refusé de répondre au cycle 7 étaient trop faibles (moins de 20 cas) pour être déclarés, d’après les lignes directrices de l’ENSP relatives à la diffusion.

Environ 8 % des participants à l’enquête ont déclaré des mauvais traitements physiques durant l’enfance dans chaque cycle de l’ENSP. Calculée sur la base d’une déclaration de mauvais traitements dans un cycle quelconque de l’enquête, la prévalence est passée à 11 %. Les femmes étaient plus susceptibles que les hommes de déclarer des mauvais traitements physiques et la probabilité de déclarer de tels traitements diminuait avec l’âge (tableau A en annexe).

La majorité des participants à l’enquête ont répondu à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance dans deux cycles ou plus : 40 % ont fourni une réponse dans trois cycles, 18 %, dans deux cycles, 35 %, dans un cycle, et 8 % n’ont pas répondu à la question (données non présentées). Dans les cas de réponses non uniformes, les transitions de « non » à « oui » étaient légèrement plus courantes que les transitions de « oui » à « non » (tableau 2), mais ce n’est qu’entre les cycles 1 et 8 que la différence entre ces deux transitions (4,0 % comparativement à 2,9 %) était statistiquement significative.

On a calculé des taux de concordance et des statistiques kappa pour les participants à l’enquête qui ont fourni deux réponses ou plus à la question sur les mauvais traitements physiques (tableau 3). Selon les lignes directrices de Landis et Koch^Note 22, la statistique kappa indique un niveau « modéré » de correspondance entre les réponses des cycles 1 et 7 (intervalle de 12 ans) et entre celles des cycles 1 et 8 (intervalle de 14 ans). Entre les cycles 7 et 8 (intervalle de 2 ans), la correspondance est « forte ». De même, le pourcentage de participants à l’enquête fournissant des réponses uniformes était légèrement plus élevé pour l’intervalle de 2 ans entre les cycles 7 et 8 que pour les périodes plus longues comportant des comparaisons avec le cycle 1. Parmi les participants à l’enquête qui ont fourni des réponses aux trois cycles, plus de 90 % ont fourni des réponses uniformes aux trois.

Les estimations de la fiabilité ont été comparées selon le sexe, le groupe d’âge, l’état matrimonial, le revenu du ménage et la race (données non présentées). D’après les statistiques kappa, les estimations de la fiabilité étaient similaires pour toutes les covariables. De même, parmi les participants à l’enquête déclarant au moins un mauvais traitement physique durant l’enfance, les résultats de la régression logistique ont indiqué que la probabilité d’affirmer uniformément avoir subi des mauvais traitements n’était pas liée aux facteurs démographiques (données non présentées).

Le tableau 4 montre les estimations de la fiabilité pour les autres questions du module sur les facteurs de stress chez l’enfant. En se fondant sur les statistiques kappa, les estimations de la fiabilité étaient élevées pour les questions sur le divorce et les problèmes d’alcool et de drogue des parents, et faibles pour les questions portant sur le père ou la mère sans emploi qui voulait travailler, une expérience effrayante, et le départ obligatoire de la maison après avoir fait quelque chose de mal.

Les associations entre les modèles de réponse à la question sur les mauvais traitements physiques et les problèmes de santé reconnus pour être liés aux mauvais traitements physiques durant l’enfance sont présentées au tableau 5. Dans tous les cas, les participants à l’enquête ayant fourni des réponses non uniformes affichaient une cote plus élevée exprimant le risque de déclarer des problèmes de santé que ceux qui ont uniformément nié avoir subi des mauvais traitements physiques. Comparativement aux personnes qui ont uniformément répondu « oui », celles qui ont répondu « non » dans deux cycles et « oui » dans un cycle affichaient des cotes un peu plus faibles exprimant le risque de déclarer des problèmes de santé.

Discussion

La présente étude, qui est fondée sur trois cycles de données recueillies entre 1994-1995 et 2008-2009 dans le cadre de l’Enquête nationale sur la santé de la population, indique que 91 % des participants à l’enquête ont fourni des réponses uniformes concernant les mauvais traitements physiques durant l’enfance d’un cycle à l’autre de l’enquête; très peu ont refusé de répondre ou ont répondu « ne sais pas ».

La fiabilité, mesurée par la statistique kappa de Cohen, était « forte » pour l’intervalle de 2 ans entre les cycles 7 et 8 et « modérée » pour les intervalles de 12 et 14 ans par rapport au cycle 1. Comparativement aux participants à l’enquête qui ont uniformément nié avoir subi des mauvais traitements durant l’enfance, ceux ayant uniformément répondu oui et ceux ayant fourni des réponses non uniformes à cette question affichaient des cotes plus élevées exprimant le risque de déclarer une dépression, un état de santé autoévalué passable ou mauvais, une incapacité, la migraine et une maladie cardiaque.

Les pourcentages déclarant avoir subi des mauvais traitements physiques durant l’enfance étaient similaires dans chaque cycle, soit 8 %, alors que le pourcentage ayant déclaré des mauvais traitements physiques dans au moins un cycle s’établissait à 11 %. Une enquête transversale menée auprès de la population canadienne en 2012^Note 1 a donné une estimation beaucoup plus élevée de la prévalence des mauvais traitements physiques durant l’enfance fondée sur des déclarations rétrospectives (26 %). Celle-ci est similaire aux estimations tirées d’une enquête de 1990 menée en Ontario^Note 25. Le terme « proche » dans la question de l’ENSP peut avoir donné lieu à l’exclusion d’incidents où l’auteur des mauvais traitements était un enseignant ou une autre personne dont le participant à l’enquête ne se sentait pas « proche ». Ce terme exclurait aussi les agressions physiques commises par des étrangers. Par ailleurs, contrairement à l’ENSP, les autres enquêtes comportaient une série de questions sur des événements précis. Les estimations de l’ENSP correspondent davantage à celles des enquêtes de 2012 et de 1990, qui sont fondées sur des questions qui évoquent des mauvais traitements graves (par l’emploi d’expressions comme « donner un coup de pied », « frapper du poing », « étrangler » ou « brûler »). Une étude fondée sur les données provenant de deux vastes enquêtes américaines menées au niveau de la collectivité en 1997 et 2003 a déterminé que 8 % des participants se considéraient comme une « victime de mauvais traitements physiques », tandis que 16 % ont déclaré au moins un incident de mauvais traitements en fonction d’un comportement^Note 9.

Généralement, les questions rétrospectives à éléments multiples qui mettent l’accent sur un événement lié à un comportement précis produisent des estimations de la prévalence plus élevées et dont la validité est plus grande que la question très large de l’ENSP ^{Note 6-9,Note 26,Note 27}, laquelle exige du participant qu’il interprète à sa façon le terme « mauvais traitements physiques », pour ensuite décider si ses expériences passées en constituent des exemples. La question de l’ENSP sur le divorce des parents (un événement précis), par exemple, avait une fiabilité plus grande que la question plus subjective suivante : « Est-ce que votre père ou votre mère n’a pas eu d’emploi pour une longue durée alors qu’il ou elle voulait travailler? », qui a produit des estimations kappa plus faibles.

Dans l’ENSP, les femmes étaient plus susceptibles que les hommes de déclarer des mauvais traitements physiques subis dans l’enfance, ce qui va à l’encontre des conclusions d’autres études canadiennes^{Note 1, Note 25,Note 28}, même si deux de ces études ont dégagé des estimations similaires de la prévalence des mauvais traitements physiques graves chez les hommes et chez les femmes ^{Note 25,Note 28}. Une méta-analyse globale qui a fait intervenir près de 10 millions de participants a conclu qu’il n’y avait pas de différences entre les sexes dans la prévalence des mauvais traitements physiques^Note 29. Dans l’ENSP, la nature autodéfinie de la question et l’attribut « proche » peuvent avoir donné lieu à une estimation relativement plus faible chez les hommes.

Le rapport entre les mauvais traitements physiques durant l’enfance et la mortalité prématurée^{Note 30,Note 31} peut avoir contribué aux estimations plus faibles pour les participants à l’enquête plus âgés.

Tout comme l’ENSP, d’autres études rétrospectives ayant mesuré les mauvais traitements physiques durant l’enfance à partir de plusieurs questions ou groupes de questions ont produit des valeurs kappa « modérées » ^{Note 23,Note 32-34}. Des valeurs kappa plus élevées (« fortes » ou s’en approchant) ont été observées dans le cas d’études fondées sur des échantillons cliniques^Note 6 et d’études comportant des intervalles relativement courts (moins de deux ans) entre les mesures^{Note 10,Note 11,Note 13,Note 14}. La valeur kappa plus élevée (0,69) pour l’intervalle de deux ans entre les cycles 7 et 8 de l’ENSP va dans ce sens.

Des études antérieures ont aussi démontré que la fiabilité des estimations des mauvais traitements physiques subis dans l’enfance n’était pas liée aux variables démographiques^{Note 11,Note 13}. Toutefois, contrairement aux résultats de l’ENSP, McKinney et coll.^Note 23 ont affirmé que, parmi les participants déclarant au moins un incident de mauvais traitements physiques, le faible niveau de scolarité et le plus jeune âge étaient associés à des réponses non uniformes.

Même s’il est important d’évaluer la fiabilité de la question de l’ENSP sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance, la validité (ou la mesure dans laquelle les réponses reflètent des incidents qui respectent des critères objectifs des mauvais traitements physiques) est tout aussi importante, voire davantage. Lorsque les réponses ne sont pas uniformes, comment les participants à l’enquête doivent-ils être classés?

La validité des déclarations rétrospectives des expériences durant l’enfance a été remise en question, particulièrement chez les personnes ayant des troubles de l’humeur ou d’anxiété^Note 35-38. Toutefois, un examen des ouvrages publiés appuie l’exactitude des premiers souvenirs, particulièrement en ce qui a trait à la maltraitance^{Note 7,Note 10}. Il existe peu de preuves, voire aucune, de l’existence d’un lien entre l’anxiété ainsi que la dépression et les déficits ou distorsions de la mémoire à court ou à long terme^{Note 7,Note 10}. Par ailleurs, des études de la validité ont montré que les fausses déclarations positives de mauvais traitements sont rares, tandis que les faux négatifs sont relativement courants. Dans des cas bien documentés d’adultes qui ont subi des mauvais traitements graves durant l’enfance, environ le tiers ne les a pas déclarés^Note 7.

À la lumière de ces études, il semblerait bien avisé de classer les participants à l’ENSP dont les réponses à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance ne sont pas uniformes comme ayant subi de tels traitements. Les rapports de cotes élevés dans le cas des problèmes de santé dont on sait qu’ils sont associés aux mauvais traitements physiques chez les personnes ayant fourni des réponses non uniformes, par rapport aux personnes ayant uniformément répondu « non », vont dans le sens de cette classification. D’autres chercheurs ont noté que la prévalence estimée des mauvais traitements physiques à l’égard des enfants augmente considérablement lorsqu’on questionne les sujets plus d’une fois à cet égard. Leurs études portent à croire que les réponses négatives parmi les personnes ne répondant pas de façon uniforme peuvent être moins exactes que les réponses positives^{Note 12,Note 23}. Étant donné que les faux positifs sont rares et que les réponses non uniformes sont relativement courantes, dans les enquêtes longitudinales comme l’ENSP, il pourrait être avantageux de poser à nouveau les questions sur les mauvais traitements subis dans l’enfance pour accroître l’exactitude des estimations.

Comparativement aux personnes qui ont uniformément répondu « oui » à la question sur les mauvais traitements, celles qui ont répondu « non » dans deux cycles et « oui » dans un cycle affichaient des cotes un peu plus faibles exprimant le risque de déclarer des problèmes de santé. D’aucuns suggèrent que les personnes qui ont subi des mauvais traitements durant l’enfance, mais qui fonctionnent bien à l’âge adulte, sont peut-être plus susceptibles d’oublier ou d’omettre de déclarer la maltraitance^Note 7, ce qui peut expliquer leurs cotes légèrement plus favorables (bien que plus élevées que pour les personnes ayant uniformément répondu « non »). La gravité des mauvais traitements peut aussi jouer un rôle. Une personne ayant subi des mauvais traitements graves est peut-être plus susceptibles de s’en rappeler et de les déclarer uniformément; qui plus est, les associations entre la maltraitance et les problèmes de santé ont tendance à être d’autant plus fortes que les mauvais traitements sont graves^Note 1. Le fait de ne pas traiter les réponses non uniformes comme étant positives pourrait modifier les associations entre les mauvais traitements physiques et les résultats pour la santé si les réponses non uniformes sont représentatives de mauvais traitements moins graves.

Le mode de collecte des données peut aussi influer sur la validité des estimations des mauvais traitements physiques durant l’enfance. Selon certaines études, les interviews sur place augmentent le lien et la confiance avec les participants à l’enquête, ce qui fait augmenter la probabilité de divulgation^Note 39-41. D’autres études ont déterminé que les estimations fondées sur des questionnaires autoadministrés ont tendance à être plus élevées, ce qui laisse supposer que l’anonymat et l’intimité liés à ce mode de collecte de données peuvent faciliter la divulgation^{Note 26,Note 42,Note 43}. La majorité des interviews du cycle 1 de l’ENSP ont été menées sur place, tandis que presque toutes les interviews des cycles 7 et 8 ont été menées par téléphone. La similitude des estimations des mauvais traitements d’un cycle à l’autre laisse entendre que la divulgation ne dépendait pas de la méthode d’interview (sur place ou par téléphone). Toutefois, on ne sait pas dans quelle mesure les estimations seraient plus élevées si on avait utilisé des questionnaires autoadministrés.

Limites

Même si la validité de la question de l’ENSP sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance a été partiellement examinée grâce à une comparaison de l’uniformité et du manque d’uniformité dans les réponses aux questions concernant les problèmes de santé, une évaluation plus rigoureuse ferait intervenir des comparaisons avec une norme de référence, c’est-à-dire une corroboration indépendante à partir de données externes dont on sait qu’elles révèlent le respect ou non des critères reconnus des mauvais traitements physiques à l’égard des enfants, pour les expériences déclarées par les participants à l’enquête. Les résultats de la présente étude laissent supposer que les participants à l’ENSP faisant des déclarations non uniformes devraient être classés comme ayant subi des mauvais traitements physiques durant l’enfance, mais on ne sait pas dans quelle mesure cela améliorerait l’exactitude des estimations. Bien que rares, les faux positifs peuvent néanmoins se produire^Note 7. Par ailleurs, il est probable que certains participants à l’enquête ayant uniformément nié avoir subi des mauvais traitements puissent avoir subi des mauvais traitements. Une autre limite de l’étude est la non-réponse, tant à l’ENSP qu’à la question sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance (y compris la non-réponse attribuable à la déclaration par personne interposée).

Mot de la fin

Un des grands avantages de la présente étude est qu’elle est fondée sur un vaste échantillon représentatif de la population dans son ensemble, alors que la plupart des études de la fiabilité et de la validité ont porté sur de petits échantillons cliniques ou échantillons de convenance. L’ensemble exhaustif de questions démographiques et liées à la santé de l’ENSP a permis d’examiner la fiabilité d’une gamme de covariables, ainsi que l’uniformité ou le manque d’uniformité dans les réponses aux questions sur les mauvais traitements physiques à l’égard des enfants, par rapport à plusieurs problèmes de santé dont on sait qu’ils sont liés à ces mauvais traitements.

Même si la question de l’ENSP sur les mauvais traitements physiques durant l’enfance comporte des limites, la présente étude porte à croire qu’elle est fiable en tant qu’outil de mesure au cours du temps et que les réponses non uniformes indiquent probablement que des mauvais traitements se sont produits. La période de suivi de 16 ans rend possible l’examen des associations entre les mauvais traitements physiques durant l’enfance et la mortalité ainsi que la morbidité dans le temps. Ces données peuvent, à leur tour, servir à l’élaboration d’activités pour la prévention des mauvais traitements à l’égard des enfants et celle des maladies chroniques.

Remerciements

L’aide du Dr Patrick Boily, du Centre for Quantitative Analysis and Decision Support, est très appréciée, tout comme celle de Caroline Wallace, pour l’examen des ouvrages publiés.