Rapports sur la santé
Les liens entre l’environnement de restauration local et les sorties au restaurant et la consommation de boissons sucrées chez les enfants et les jeunes canadiens

Résumé

Contexte

L’accessibilité de l’alimentation au détail dans les collectivités pourrait influencer les choix alimentaires des résidents locaux. Toutefois, des études antérieures ont montré des résultats mitigés. La présente étude a porté sur les liens entre l’environnement de restauration local et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants et de boissons sucrées chez les enfants et les jeunes canadiens.

Données et méthodologie

La cohorte à l’étude comprenait 23 776 participants (âgés de 1 à 17 ans) de l’Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes de 2019 qui résidaient dans de grands centres de population urbains de l’ensemble des provinces canadiennes. Les mesures de l’accès géographique à divers types de restaurants à distance de marche des zones résidentielles des participants provenaient de l’ensemble de données sur l’environnement alimentaire canadien de 2018. Des modèles de régression de Poisson avec des erreurs-types robustes ont servi à évaluer les liens entre les mesures de densité absolue (nombre par km2) de restaurants à service complet, de restaurants-minute et d’autres restaurants, la densité relative des restaurants-minute (en pourcentage du total des restaurants) et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants-minute ou de restaurants à service complet et de boissons sucrées au cours des sept jours précédents.

Résultats

Après correction pour tenir compte d’un éventail de covariables sociodémographiques, il n’y avait pas de lien cohérent entre les mesures absolue et relative de l’accès aux restaurants et de la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants ou de boissons sucrées.

Interprétation

Les résultats n’indiquent aucun lien cohérent entre l’exposition aux restaurants locaux et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants ou de boissons sucrées chez les enfants et les jeunes canadiens. Les efforts visant à créer des environnements qui favorisent des choix alimentaires sains chez les jeunes demeureront importants, mais ils devront probablement cibler de multiples espaces d’activité au-delà du quartier.

Mots-clés

boissons sucrées, comportements alimentaires, environnement alimentaire, quartiers, restaurants, santé des enfants et des adolescents

Auteurs

Jane Y. Polsky et Didier Garriguet travaillent à la Division de l’analyse de la santé de Statistique Canada.

 

Ce que l’on sait déjà sur le sujet

• L’enfance et l’adolescence sont des périodes clés pour acquérir et façonner les préférences et les comportements alimentaires qui perdureront jusqu’à l’âge adulte.
• Ces préférences et ces comportements ne se développent pas en vase clos, mais dans un environnement alimentaire de plus en plus complexe.
• L’accessibilité de l’alimentation au détail dans les collectivités pourrait influencer les choix alimentaires des résidents locaux. Toutefois, des études antérieures ont montré des résultats mitigés.

Ce qu’apporte l’étude

• La présente étude a porté sur les liens entre l’environnement de restauration local et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants et de boissons sucrées chez les enfants et les jeunes canadiens qui vivent dans de grands centres urbains.
• Après correction pour tenir compte d’un éventail de facteurs sociodémographiques, les résultats n’ont révélé aucun lien cohérent entre diverses mesures d’accès aux restaurants et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants ou de boissons sucrées.
• Les efforts visant à créer des environnements qui favorisent des choix alimentaires sains chez les jeunes demeureront importants, mais ils devront probablement cibler de multiples espaces d’activité au-delà du quartier.

Introduction

Une alimentation saine favorise la croissance et le développement optimaux chez les enfants et les adolescents et aide à réduire le risque d’obésité et de maladies chroniques liées à l’alimentation, comme le diabète^Note 1. L’enfance et l’adolescence sont également des périodes clés pour acquérir et façonner les préférences et les comportements alimentaires qui perdureront jusqu’à l’âge adulte^Note 1. Ces préférences et ces comportements ne se développent pas en vase clos, mais dans un environnement alimentaire de plus en plus complexe. Dans les domaines de la recherche et des politiques publiques, on s’intéresse de plus en plus à la façon dont certains aspects de l’environnement alimentaire, comme l’accessibilité de l’alimentation au détail dans les collectivités, influencent les comportements liés à l’alimentation et l’apport alimentaire^Note 2, ^Note 3, ^Note 4.

Les jeunes Canadiens fréquentent régulièrement les restaurants-minute et les autres types de restaurants, comme les restaurants à service complet et les cafés. Les données nationales, tirées de la dernière Enquête sur la nutrition de 2015, montrent qu’au moins 1 adolescent sur 5 avait consommé des aliments dans un restaurant la veille^Note 5. Ce chiffre ne tient pas compte des aliments préparés dans les restaurants, mais consommés à l’extérieur des établissements (p. ex. repas à emporter ou livrés), qui représentent plus de la moitié de tous les repas et collations commandés dans les restaurants^Note 6. Les aliments préparés au restaurant ont tendance à être à forte teneur énergétique, mais pauvres en valeur nutritionnelle, et leur consommation régulière est associée à la prise de poids et à plusieurs maladies métaboliques^Note 7, ^Note 8, ^Note 9. La consommation régulière d’aliments préparés par des établissements de restauration rapide, ainsi qu’une plus grande exposition à ces établissements par rapport à d’autres types de restaurants, ont été associées de façon différentielle à un statut pondéral supérieur et à des résultats métaboliques défavorables dans un certain nombre de rapports précédents^Note 9, ^Note 10, ^Note 11, ^Note 12, ^Note 13.

Des études associant l’exposition locale à divers types de restaurants aux comportements alimentaires et aux résultats en matière de santé ont, à ce jour, donné des résultats mitigés^Note 14, ^Note 15, ^Note 16, ^Note 17, ^Note 18. Par exemple, alors que certaines études établissent un lien positif entre la densité des restaurants-minute près du domicile ou leur proximité et l’achat et la consommation de repas-minute ou de boissons sucrées chez les jeunes^Note 19, ^Note 20, ^Note 21, ^Note 22 , d’autres documentent une absence de lien^Note 23, ^Note 24, ^Note 25. Deux méta-analyses récentes n’ont révélé aucun lien significatif entre diverses mesures de l’accès à des restaurants-minute et à des restaurants à service complet et le statut pondéral des enfants et des adolescents^Note 17, ^Note 18.

Les raisons expliquant les conclusions équivoques des différentes études peuvent comprendre : la petite taille des échantillons, les mesures hétérogènes de l’environnement alimentaire et la mauvaise classification de l’exposition induite par l’utilisation d’ensembles de données secondaires inadéquats pour déterminer les magasins d’alimentation au détail^Note 15, ^Note 16, ^Note 26. Il a été proposé de mener des études à grande échellefondées sur des données très précises sur les magasins d’alimentation pour faire progresser l’état des connaissances sur la façon dont les environnements de l’alimentation au détail influencent l’alimentation et la santé des Canadiens^Note 26. Des études dans lesquelles les différents groupes d’âge d’enfants et d’adolescents sont mieux définis sont également requises pour tenir compte de leurs divers degrés d’autonomie et de mobilité pour explorer l’environnement alimentaire^Note 15, ^Note 27.

La présente étude repose sur un ensemble de données pancanadiennes de grande qualité récemment élaboré sur les mesures relatives à l’alimentation au détail^Note 28 et sur un vaste échantillon fondé sur la population d’enfants et de jeunes canadiens afin d’examiner les liens entre l’environnement de restauration local et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants et de boissons sucrées.

Méthodologie

Sources des données

Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes de 2019 et échantillon analytique

L’échantillon de la présente étude provient d’une enquête transversale, l’Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes (ECSEJ) de 2019^Note 29. L’ECSEJ de 2019 a permis de recueillir des renseignements sur les enjeux qui ont une incidence sur la santé physique et mentale des enfants et des jeunes au Canada. La couverture de l’enquête excluait les enfants et les jeunes vivant dans les réserves des Premières Nations et d’autres établissements autochtones dans les provinces, les enfants et les jeunes vivant dans des foyers d’accueil et la population vivant en établissement. L’enquête a couvert environ 98 % de la population canadienne âgée de 1 à 17 ans dans toutes les provinces. Les données de l’ECSEJ de 2019 ont été recueillies de février à août 2019 auprès d’enfants et de jeunes âgés de 1 à 17 ans au 31 janvier 2019. Un questionnaire a été soumis à la personne la mieux renseignée sur l’enfant ou le jeune sélectionné et un autre questionnaire, comprenant des questions sur les comportements relatifs à la nourriture et aux boissons, a été soumis directement aux jeunes âgés de 12 à 17 ans. Les données ont été recueillies électroniquement et les questionnaires ont été principalement remplis par les répondants eux-mêmes (70 %), tandis que les autres questionnaires ont été remplis au téléphone avec l’aide d’un intervieweur ou au moyen d’une combinaison de méthodes. Le taux de réponse global à l’ECSEJ de 2019 était de 52,1 %, ce qui donne un échantillon final de 47 481 répondants.

Les répondants à l’ECSEJ de 2019 se sont vu attribuer des mesures de la densité des restaurants à partir de l’ensemble de données sur l’environnement alimentaire canadien, décrit ci-dessous, en fonction de leur aire de diffusion (AD) résidentielle. Une AD est une petite unité géographique normalisée relativement stable ayant une population moyenne de 400 à 700 habitants^Note 30. Étant donné que l’environnement de l’alimentation au détail à l’échelle locale (c.-à-d. à distance de marche de l’endroit où les gens vivent) est un concept utile principalement dans les régions urbaines, et parce que les AD dans les régions non urbaines ont tendance à être très vastes, la présente analyse s’est limitée aux résidents des grands centres de population urbains (100 000 habitants et plus). L’échantillon analytique final de la présente étude était de 23 776 répondants vivant dans l’une des 28 régions métropolitaines de recensement (RMR) réparties dans les provinces canadiennes.

Ensemble de données sur l’environnement alimentaire canadien de 2018

Les données sur l’environnement de restauration à l’échelle locale proviennent de l’ensemble de données sur l’environnement alimentaire canadien (Can-FED), qui a été décrit précédemment^Note 28. En résumé, le Can-FED est un ensemble de données pancanadiennes sur les mesures de l’environnement de l’alimentation au détail à l’échelle des quartiers, fondé sur des données tirées du Registre des entreprises de Statistique Canada de 2018. Ce dernier est un répertoire central de données sur les entreprises ayant des activités au Canada. Les magasins d’alimentation au détail du Can-FED ont d’abord été sélectionnés en fonction des codes du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord attribués par le Registre des entreprises, puis enrichis d’une méthode d’attribution fondée sur le nom afin de mieux classer les magasins (p. ex. pour classer plus adéquatement les restaurants-minute, on a cherché des noms de chaînes de restaurants pour trouver des termes clés comme « burger », « pizza » et « frit »)^Note 28. Les mesures relatives aux restaurants ont été calculées à l’aide de zones tampons du réseau de rues autour de centroïdes pondérés en fonction de la population de toutes les AD de 2016 au Canada.

Mesures et définitions

Comportements liés à l’alimentation

La fréquence des sorties au restaurant a été évaluée au moyen d’une seule question : « Dans les sept derniers jours, combien de fois as-tu [ou cet enfant a-t-il] mangé de la nourriture d’établissements de restauration rapide ou de restaurants avec service? » Toutes les analyses multivariées ont utilisé la forme continue de cette variable, tandis que les catégories (zéro fois, une fois, deux fois et trois fois ou plus) ont été créées à des fins descriptives seulement.

La fréquence de la consommation de boissons sucrées a été évaluée seulement pour les participants âgés de 3 ans et plus. Des questions étaient posées sur le nombre de fois que les participants avaient consommé, dans les sept derniers jours, chacune des boissons sucrées suivantes : jus de fruits pur à 100 %, boissons à saveur de fruits et boissons gazeuses ordinaires. On a également demandé aux participants âgés de 12 à 17 ans la fréquence à laquelle ils avaient consommé du café ou du thé sucré, ou du café ou du thé glacé dans les sept derniers jours. Aux fins de la présente analyse, la consommation de boissons a été classée selon les catégories suivantes : jus de fruits et boissons aux fruits, boissons gazeuses, cafés et thés sucrés ou glacés, et total des boissons sucrées consommées.

Mesures de la densité des restaurants

L’exposition locale à divers types de restaurants a été déterminée pour de petites parcelles de terrain résidentiel (c.-à-d. des AD), à l’aide de zones tampons de 1 000 m. Plus précisément, pour chaque participant, l’exposition à des restaurants à une distance de moins de 1 000 m par le réseau routier du centroïde d’AD pondéré en fonction de la population représentait un environnement local accessible à moins de 10 à 15 minutes de marche entre le centre et l’extrémité de chaque zone tampon^Note 28. Bien qu’une vaste gamme de distances tampons ait été utilisée dans des recherches antérieures, la plupart des études reposent sur des zones tampons de 500 à 1 000 m pour représenter l’accessibilité de l’alimentation au détail dans le quartier local ou à pied^Note 15, ^Note 16.

La présente étude a permis d’examiner les dimensions absolues et relatives de l’accessibilité aux restaurants en fonction d’une gamme complète de types de restaurants disponibles. L’examen de plusieurs types de restaurants a permis de mieux corréler les comportements liés à l’alimentation (p. ex. densité des cafés et fréquence de la consommation de cafés et de thés sucrés) et d’évaluer l’incidence différentielle de l’exposition aux restaurants-minute comparativement aux autres types de restaurants^Note 9, ^Note 10, ^Note 11, ^Note 12, ^Note 13 . Les densités absolues des types de restaurants suivants ont été mesurées comme le nombre de restaurants dans chaque zone tampon divisé par sa superficie totale (en km2) :

• restaurants à service complet (c.-à-d. restaurants avec des places assises qui offrent habituellement le service à la table et où les clients paient après avoir mangé);
• restaurants-minute appartenant à une chaîne (c.-à-d. restaurants à service restreint qui vendent des aliments prêts à servir ou rapidement préparés, habituellement commandés à un comptoir; cette catégorie comprend les noms de chaînes et d’entreprises faisant allusion à des restaurants-minute, p. ex. « burger », « pizza », « frites »);
• autres restaurants-minute (c.-à-d. autres restaurants à service restreint qui ne sont pas inclus dans la catégorie des restaurants-minute appartenant à une chaîne);
• cafés (c.-à-d. restaurants à service restreint qui servent du café ou du thé et qui n’offrent habituellement pas un menu complet);
• total des restaurants à service restreint (somme des restaurants-minute appartenant à une chaîne, des autres restaurants-minute et des cafés);
• total des restaurants (somme de tous les types de restaurants).

La densité relative des restaurants-minute appartenant à une chaîne à l’intérieur de chaque zone tampon a été définie comme suit : densité des restaurants-minute appartenant à une chaîne / densité totale des restaurants x 100 %. Comme cette mesure entraîne des valeurs manquantes pour les participants qui ne vivent pas près d’un restaurant, tous types confondus (c.-à-d. 0 comme dénominateur, n = 2 512), l’échantillon analytique pour cette mesure de la densité relative était de 21 264.

Covariables

Le choix des covariables pour les analyses multivariées a été fait en fonction des études et des données disponibles de l’ECSEJ de 2019^Note 29. Les variables comprenaient des caractéristiques sociodémographiques à l’échelle de la personne et des ménages.

À des fins descriptives et d’analyses stratifiées, l’âge a été classé comme suit : les jeunes enfants âgés de 1 à 5 ans, les enfants âgés de 6 à 11 ans et les jeunes âgés de 12 à 17 ans. L’âge a été saisi en format continu dans les analyses multivariées.

Le sexe à la naissance a été classé comme masculin ou féminin.

La taille des ménages a été utilisée en format continu dans les modèles multivariés et, à des fins descriptives, groupée ainsi : trois personnes ou moins, quatre personnes, cinq personnes et six personnes ou plus.

Le plus haut niveau de scolarité atteint au sein du ménage a été classé comme suit : diplôme d’études secondaires ou moins; certificat ou diplôme d’une école de métiers, collège ou cégep, études universitaires partielles inférieures au baccalauréat; baccalauréat; certificat, diplôme ou grade universitaire supérieur au baccalauréat.

Le revenu total du ménage de toutes les sources en 2018, avant impôts et déductions, a été classé comme suit : inférieur à 40 000 $, de 40 000 $ à moins de 70 000 $, de 70 000 $ à moins de 100 000 $, de 100 000 $ à moins de 150 000 $ et 150 000 $ ou plus. Dans le cadre de l’ECSEJ de 2019, le revenu du ménage a été imputé au moyen de l’imputation par donneur lorsque les valeurs étaient manquantes, soit pour 12 % des répondants^Note 29.

Un enfant ou un jeune a été classé comme vivant dans un ménage d’immigrants si l’enfant ou le jeune, la personne la mieux renseignée sur l’enfant ou le jeune, ou son conjoint, a déjà été un immigrant ayant obtenu le droit d’établissement, un résident permanent, ou un résident non permanent au Canada.

La région de résidence reposait sur les RMR et a été regroupée à l’échelon provincial lorsque les données étaient rares : les provinces de l’Atlantique (c.-à-d. Terre-Neuve-et-Labrador, la Nouvelle-Écosse, le Nouveau-Brunswick); les RMR du Québec autres que Montréal; Montréal; Ottawa, Kingston et Oshawa; Toronto; toutes les autres RMR de l’Ontario; le Manitoba et la Saskatchewan; l’Alberta; la Colombie-Britannique.

Techniques d’analyse

Toutes les analyses statistiques ont été effectuées à l’aide de la version 9.4 de SAS (SAS Institute, Cary, Caroline du Nord) ou du logiciel SUDAAN 11.0.3 exécutable par SAS, en appliquant les poids d’échantillonnage normalisés fournis par Statistique Canada pour maintenir la représentativité de la population. Des poids bootstrap ont été appliqués pour produire des erreurs-types robustes. Des fréquences ou des moyennes pondérées ont été générées pour estimer la fréquence des sorties au restaurant et de la consommation de diverses boissons sucrées dans les sept jours précédents pour l’ensemble de l’échantillon et par groupe d’âge et de sexe. Étant donné que la fréquence des sorties au restaurant et de la consommation de boissons sont des données de dénombrement, la présente analyse reposait sur des modèles linéaires généralisés avec une répartition de Poisson et une fonction de lien logarithmique pour que les mesures de densité des restaurants fassent l’objet d’une régression en ce qui concerne les variables de résultats. Les estimations des paramètres obtenues à partir de ces modèles de régression de Poisson sont des coefficients bêta exponentiels et représentent des rapports de taux (RT) pour l’effet des mesures de la densité des restaurants sur la fréquence des sorties au restaurant ou de la consommation de boissons. Chaque mesure de la densité des restaurants a été modélisée séparément en raison de la forte corrélation entre ces mesures d’exposition (données non présentées). Pour permettre une plus grande comparabilité de l’ampleur des effets entre les variables ayant différentes répartitions, toutes les mesures de la densité des restaurants ont été remises à l’échelle en fonction de leur écart interquartile respectif, soit la différence entre le 25e et le 75e centile de la répartition pour chaque variable. Des modèles ont été générés pour l’échantillon global et pour les groupes d’âge suivants afin de tenir compte des différences dans les niveaux d’autonomie des enfants et des jeunes^Note 15, ^Note 27 : jeunes enfants âgés de 1 à 5 ans, enfants plus âgés de 6 à 11 ans et jeunes âgés de 12 à 17 ans. Des modèles propres au sexe ont été générés pour les deux groupes plus âgés en raison de preuves d’effets différentiels de l’exposition à l’environnement alimentaire selon le sexe chez les enfants plus âgés et les jeunes^Note 31, ^Note 32, ^Note 33. Étant donné que la question sur la consommation de boisson n’était posée qu’aux enfants et aux jeunes âgés de 3 ans et plus, les modèles prédisant la fréquence de la consommation de boissons sucrées regroupaient les jeunes enfants comme étant ceux âgés de 3 à 11 ans.

Résultats

Le tableau 1 présente les caractéristiques de l’échantillon des participants à l’étude (n = 23 776) qui résidaient dans de grands centres de population urbains et pour lesquels il ne manquait pas de données concernant les principales variables d’intérêt. Dans l’ensemble de l’échantillon, la fréquence moyenne des sorties au restaurant dans les sept jours précédents était de 2,2 fois, alors que celle de la consommation totale de boissons sucrées était de 5,2 fois. La fréquence des sorties au restaurant augmentait avec l’âge : plus de 40 % des jeunes âgés de 12 à 17 ans avaient mangé au restaurant deux fois ou plus dans les sept jours précédents, contre environ le tiers des enfants âgés de 6 à 11 ans et le quart des jeunes enfants âgés de 1 à 5 ans (figure 1).



Description of Figure 1



Tableau de données de la Figure 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données de la Figure 1. Les données sont présentées selon Groupe et étiquette (titres de rangée) et Pourcentage et Intervalle de confiance à 95 % (figurant comme en-tête de colonne).

Groupe et étiquette	Pourcentage	Intervalle de confiance à 95 %
		Limite inférieure	Limite supérieure
Total
Zéro fois	28,0	27,2	28,8
Une fois	37,9	37,1	38,6
Deux fois	20,8	20,1	21,4
Trois fois ou plus	13,4	12,8	14,0
Enfants âgés de 1 à 5 ans
Zéro fois	34,2	32,8	35,5
Une fois	40,1	38,7	41,4
Deux fois	17,7	16,6	18,8
Trois fois ou plus	8,1	7,4	8,9
Garçons âgés de 6 à 11 ans
Zéro fois	27,2	25,4	29,1
Une fois	41,1	39,2	43,1
Deux fois	21,0	19,5	22,7
Trois fois ou plus	10,7	9,5	12,0
Filles âgées de 6 à 11 ans
Zéro fois	26,3	24,5	28,3
Une fois	41,0	38,9	43,1
Deux fois	22,3	20,6	24,1
Trois fois ou plus	10,3	9,2	11,7
Garçons âgés de 12 à 17 ans
Zéro fois	23,7	22,0	25,6
Une fois	33,0	31,0	35,0
Deux fois	21,5	19,7	23,4
Trois fois ou plus	21,8	20,1	23,5
Filles âgées de 12 à 17 ans
Zéro fois	24,5	22,7	26,5
Une fois	32,7	30,7	34,7
Deux fois	23,2	21,4	25,2
Trois fois ou plus	19,6	17,9	21,3
Notes : La fréquence des sorties au restaurant a été évaluée en fonction du nombre de fois que les répondants ont mangé des aliments provenant d’un restaurant-minute ou d'un restaurant avec service aux tables dans les sept jours précédents. Source : Statistique Canada, Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes, 2019.

Dans un rayon de 10 à 15 minutes de marche des zones résidentielles des participants, la densité absolue (c.-à-d. le nombre de restaurants par zone tampon totale en km2) de restaurants à service complet (médiane : 2,7; écart interquartile : 5,2) était semblable à celle du total des restaurants à service restreint (médiane : 3,0; écart interquartile : 5,2) (tableau 2). La densité relative médiane des restaurants-minute appartenant à une chaîne par rapport au total des restaurants était de 16,7 % (écart interquartile : 33,3 %).



Le tableau 3 illustre le lien entre les densités absolue et relative des restaurants situés près du domicile des participants et la fréquence des sorties au restaurant dans les sept jours précédents. Pour l’ensemble de l’échantillon et les analyses stratifiées par groupe d’âge et de sexe, les estimations des modèles non corrigés et entièrement corrigés après la prise en compte des covariables sociodémographiques se sont rapprochées d’une valeur nulle (c.-à-d. RT de 1,0). Lorsqu’un lien statistiquement significatif était observé, l’ampleur de l’effet était très faible (c.-à-d. pour l’échantillon total, chaque café supplémentaire à distance de marche était associé à une augmentation de 1 % de la fréquence des sorties au restaurant; RT = 1,01; intervalle de confiance [IC] à 95 % : 1,00 à 1,12).



Le tableau 4 présente les liens entre les densités des restaurants et la fréquence de la consommation de boissons sucrées. Chez les garçons âgés de 3 à 11 ans et de 12 à 17 ans, l’exposition à des densités absolues plus élevées de divers types de restaurants, du total des restaurants à service restreint et du nombre total de restaurants près des zones résidentielles des participants n’était généralement pas liée à la fréquence de la consommation totale de boissons, de jus de fruits ou de boissons aux fruits et de boissons gazeuses, dans les modèles non corrigés et les modèles corrigés pour tenir compte des covariables sociodémographiques produisant des RT proches d’une valeur nulle. Chez les jeunes âgés de 12 à 17 ans, la consommation de cafés et de thés sucrés n’avait aucun lien avec les densités absolues plus élevées des cafés avoisinants. Chez les filles, les modèles corrigés en fonction des variables sociodémographiques ont révélé un taux légèrement plus faible de consommation de jus de fruits ou de boissons aux fruits (c.-à-d. le nombre de fois qu’ils ont été consommés dans les sept jours précédents) associé à une plus grande densité de divers restaurants à service restreint et du total des restaurants (p. ex. chez les filles âgées de 12 à 17 ans, RT = 0,96 pour cinq restaurants supplémentaires au total par km2; IC à 95 % : 0,92 à 1,00).

La densité relative des restaurants-minute appartenant à une chaîne en pourcentage de tous les restaurants à distance de marche n’était pas liée à la fréquence de la consommation de boissons sucrées parmi tous les groupes d’âge et de sexe, après la prise en compte des covariables sociodémographiques (tableau 4). La seule exception était les garçons âgés de 12 à 17 ans, chez qui la consommation de boissons gazeuses était 10 % plus élevée pour une augmentation de l’écart interquartile (33,3 %) dans le pourcentage de tous les restaurants-minute appartenant à une chaîne (RT = 1,10; IC à 95 % : 1,01 à 1,19).



Discussion

La présente étude a tiré parti d’un ensemble de données pancanadiennes récemment élaborées et validées sur les mesures relatives à l’alimentation au détail pour examiner les liens entre l’environnement local de restauration dans les grands centres urbains et les comportements alimentaires des enfants et des jeunes. L’étude comble une lacune dans la littérature en s’appuyant sur une base de données de grande qualité sur les magasins d’alimentation et sur un vaste échantillon d’enfants et de jeunes canadiens fondé sur la population, et en examinant les associations stratifiées par groupe d’âge pour tenir compte des différents degrés d’autonomie et de mobilité^Note 15, ^Note 27. Dans l’ensemble, les résultats révèlent une absence d’association cohérente entre les mesures absolue et relative de l’accessibilité géographique à divers types de restaurants près de chez soi et la fréquence de la consommation d’aliments provenant de restaurants-minute ou de restaurants à service complet et de boissons sucrées. Les quelques associations significatives étaient de faible ampleur et doivent être interprétées dans le contexte de comparaisons multiples et de la possibilité de constatations fortuites.

Les résultats de la présente étude s’ajoutent à un corpus de recherche croissant, mais équivoque, sur les liens présumés entre les mesures absolues de l’environnement local de l’alimentation au détail (p. ex. la présence, le nombre ou la densité de divers types de magasins dans les quartiers) et les comportements alimentaires et les résultats en matière de santé, tant chez les jeunes que chez les adultes^Note 15, ^Note 16, ^Note 17, ^Note 18. Par exemple, une étude menée à London en Ontario a révélé que les jeunes âgés de 11 à 13 ans étaient plus susceptibles d’acheter des repas-minute lorsqu’il y avait un plus grand nombre de restaurants-minute à moins de 1 km de leur domicile^Note 19. En revanche, une étude menée auprès d’adolescents du Minnesota, aux États-Unis, a révélé que les densités plus élevées de restaurants-minute et du total de restaurants près de chez soi n’étaient pas associées à l’achat plus fréquent de repas-minute, mais à une plus grande consommation de boissons sucrées^Note 22. Les résultats de la présente étude, cohérents avec ceux de plusieurs autres^Note 17,^Note 23, ^Note 24, ^Note 25, ne révèlent aucun lien cohérent entre de plus grandes densités absolues de divers types de restaurants près de chez soi et la fréquence des sorties au restaurant ou la consommation de boissons sucrées. Dans la présente étude, la plupart des associations testées sont devenues nulles après la prise en compte des caractéristiques sociodémographiques.

Tout lien entre l’environnement de l’alimentation au détail et les comportements alimentaires est sans aucun doute multidimensionnel et complexe^Note 2, ^Note 34. Il est plausible que l’exposition à divers types d’alimentation au détail dans des zones résidentielles puisse façonner consciemment et inconsciemment les préférences et les comportements alimentaires en raison des possibilités qu’offrent de tels endroits pour acheter des aliments et par l’envoi d’un signal automatique associé au désir de manger^Note 34. Par exemple, le fait de vivre à proximité d’un grand nombre de restaurants-minute peut non seulement faire en sorte qu’il soit pratique pour les adolescents de se réunir dans de tels lieux et d’acheter des repas-minute, mais cela peut aussi stimuler le désir de manger, quel que soit l’appétit. Toutefois, l’environnement alimentaire près du domicile n’est qu’une dimension de l’environnement alimentaire global, qui comprend également la disponibilité des magasins d’alimentation autour des écoles, des lieux de travail (pour les adultes), des itinéraires quotidiens et d’autres lieux d’accès courant. L’accent limité sur l’environnement alimentaire du quartier dans la plupart des études existantes a été présenté comme une explication potentielle des associations faibles et non cohérentes documentées dans les recherches précédentes^Note 16, ^Note 35. Pourtant, les données probantes sur la disponibilité de l’alimentation au détail autour des écoles sont également mitigées; les associations sont faibles et peu cohérentes avec l’achat et la consommation d’aliments chez les enfants et les jeunes^Note 27. Cela laisse entendre que l’accès absolu à l’alimentation au détail près du domicile et de l’école joue un rôle limité dans le développement des comportements alimentaires des jeunes. Les études qui saisissent les divers espaces d’activité et les modèles de mobilité des jeunes d’une façon plus dynamique, à l’aide d’outils comme les systèmes de positionnement global ou la cartographie interactive^Note 36, ^Note 37, peuvent mieux représenter les expériences quotidiennes et les expositions que l’exposition statique au lieu seulement.

La présente étude fait partie d’une poignée d’autres qui examinent les liens entre les mesures relatives de l’accès aux restaurants et les comportements alimentaires des jeunes^Note 15, ^Note 20, ^Note 23, ^Note 38. Bien que les mesures relatives ne reflètent pas le volume absolu du commerce de l’alimentation au détail, on a fait valoir que ces mesures peuvent être davantage liées aux comportements alimentaires et aux résultats en matière de santé que les mesures absolues, car elles permettent de mieux saisir l’équilibre relatif entre les points de vente d’aliments au détail offrant des options plus ou moins saines^Note 13, ^Note 16, ^Note 26, ^Note 34. Les densités relatives de magasins d’aliments sains et malsains peuvent également servir de repères normatifs qui, de façon « invisible », guident l’utilisation par les personnes de magasins d’aliments malsains en faveur de magasins d’aliments plus sains (ou vice versa)^Note 34.

Dans la présente étude, une densité relative plus élevée de restaurants-minute par rapport à l’ensemble des restaurants n’était pas associée à une fréquence plus élevée de sorties au restaurant dans quelque groupe d’âge que ce soit, mais était associée à une consommation légèrement plus élevée de boissons gazeuses chez les garçons âgés de 12 à 17 ans. Nous ne sommes pas au courant d’études antérieures permettant de comparer directement nos conclusions. Cependant, trois études récentes sur des enfants et des jeunes canadiens et anglais ont examiné l’incidence des mesures d’exposition relatives (qui comprenaient à la fois les magasins d’alimentation et les restaurants) dans les quartiers résidentiels ou scolaires^Note 20, ^Note 23,^Note 38. En ce qui concerne les mesures basées sur la résidence, aucune association n’a été constatée quant à la fréquence de la consommation de boissons sucrées, ni de repas-minute, ni de repas pour emporter^Note 20, ^Note 23. En revanche, une proportion plus élevée de magasins d’aliments malsains près de l’école était généralement associée à des marqueurs d’une alimentation de plus mauvaise qualité^Note 20, ^Note 23,^Note 38. Conjointement au présent rapport, ces conclusions laissent entendre qu’il pourrait être utile d’explorer davantage les dimensions relatives de l’environnement alimentaire dans le contexte quotidien (p. ex. près de la maison ou de l’école) en lien avec les préférences et les comportements alimentaires des jeunes. De plus, il est possible que l’influence normative des densités relatives des magasins d’aliments sains et malsains puisse être plus évidente pour les enfants plus âgés et les adolescents, qui ont plus d’autonomie et qui peuvent être plus sensibles aux normes sociales de leurs pairs^Note 39 que les enfants plus jeunes.

Il ne fait aucun doute que, depuis le début de 2020, la pandémie de COVID-19 et les mesures de santé publique qui ont suivi ont eu des répercussions profondes sur l’industrie canadienne des services de restauration, entraînant la fermeture de nombreux restaurants de façon temporaire ou permanente^Note 40. La croissance notable du commerce électronique depuis 2020^Note 40, comme celle des plateformes de livraison d’aliments, constitue un changement important dans le paysage de l’alimentation au détail qui réduit probablement l’incidence de la dimension de l’accès physique sur le développement des comportements alimentaires (p. ex. la distance physique devient un obstacle moins important dans l’accès aux aliments)^Note 41. Bien que la présente étude soit antérieure à cette période, les futures études devraient explorer, à l’aide de méthodes qualitatives et quantitatives, la nature changeante de la façon dont les jeunes composent et interagissent avec l’environnement alimentaire en évolution dans les différents espaces de leurs activités quotidiennes. En plus des données sur l’emplacement des magasins d’alimentation, de nouvelles sources de données pourraient être exploitées, comme les données sur les transactions au détail et les données sur la livraison d’aliments provenant de restaurants ou de tiers^Note 41.

Points forts et limites

Les points forts de la présente étude comprennent un vaste échantillon fondé sur la population d’enfants et de jeunes canadiens couvrant une vaste zone géographique. L’utilisation d’un ensemble de données validées de grande qualité sur l’accès géographique aux restaurants constitue une amélioration importante par rapport aux études antérieures qui s’appuyaient couramment sur des ensembles de données secondaires inadéquats^Note 42, ^Note 43. Le recours à des données de piètre qualité sur l’emplacement des magasins d’alimentation entraîne une mauvaise classification de l’exposition, produisant un biais nul pour les associations; ce facteur a été mentionné comme un facteur contributif possible aux résultats faibles et incohérents des études précédentes^Note 16, ^Note 26. Cette étude améliore également les recherches antérieures en examinant l’exposition à une gamme de types de restaurants, plutôt qu’à seulement un ou deux types de points de vente^Note 16, ainsi que les dimensions absolue et relative de l’accès aux restaurants.

Plusieurs limites méritent d’être mentionnées. La nature transversale de la présente analyse empêche de déterminer tout lien temporel ou causal entre l’environnement de restauration et les comportements alimentaires. Comme pour toutes les études observationnelles, et malgré la robustesse de la prise en compte des covariables sociodémographiques dans la présente étude, il est possible que des caractéristiques mal mesurées ou non mesurées aient entraîné une confusion résiduelle pouvant avoir déformé ou masqué certaines associations réelles. De plus, la fréquence à laquelle les répondants consomment des aliments provenant de restaurants a été évaluée à l’aide d’une seule question qui regroupait les restaurants-minute et les restaurants à service complet. Cela ne permettait pas d’examiner séparément la consommation d’aliments dans chaque type de restaurant et peut avoir atténué l’ampleur des effets. De futures études devraient utiliser des mesures d’évaluation des résultats plus précises et plus pertinentes pour des expositions particulières (p. ex. la consommation de repas-minute près du domicile évaluée par rapport à la densité locale des restaurants-minute), ainsi que des outils d’évaluation alimentaire plus complets validés pour les enfants et les jeunes. Une revue systématique des études sur l’environnement alimentaire a permis de conclure que les études qui utilisaient des instruments d’évaluation alimentaire de meilleure qualité (p. ex. des rappels alimentaires aux 24 heures) ont produit des liens plus cohérents dans la direction attendue que les études qui ont utilisé davantage de mesures sujettes aux erreurs comme les courts questionnaires^Note 44. Enfin, la présente étude n’a évalué que la dimension géographique de l’accès aux restaurants locaux. « L’accès » est un concept multidimensionnel qui est également influencé par l’abordabilité financière et l’acceptabilité sociale et culturelle des magasins d’alimentation existants et des options alimentaires offertes^Note 14. Le fait de combiner les mesures de l’accessibilité géographique à des mesures en magasin (p. ex. la qualité et le prix des aliments), ainsi qu’à des mesures de l’acceptabilité perçue des magasins d’alimentation existants et des choix de menus, fournirait une évaluation plus complète de l’accessibilité des aliments^Note 14, ^Note 15.

Conclusions

La présente étude n’a révélé aucun lien cohérent entre l’accès local à divers types de restaurants, la fréquence des sorties au restaurant et la consommation de boissons sucrées chez les enfants et les jeunes vivant dans les régions urbaines du Canada. Ces résultats s’ajoutent au corpus équivoque de recherches qui associent l’accessibilité géographique de l’alimentation au détail dans les espaces résidentiels avec les comportements et les résultats liés à l’alimentation. Ces résultats mitigés, combinés à l’évolution du paysage de l’alimentation au détail dans la foulée de la pandémie et, particulièrement, de la croissance du commerce électronique, remettent en question l’influence relative de la dimension de l’accès géographique sur les choix alimentaires et les résultats liés au régime alimentaire. De futures études devraient intégrer de nouvelles sources de données, au-delà des données sur l’emplacement des magasins d’alimentation, afin de mieux comprendre comment les jeunes interagissent avec le paysage en évolution de l’alimentation au détail dans divers espaces d’activités quotidiennes. Les efforts visant à créer des environnements alimentaires qui favorisent et appuient une alimentation saine pour les enfants et les jeunes dans de multiples sphères de la vie quotidienne devraient continuer d’être un objectif important pour la santé publique et les décideurs.