Notoriété de ParticipACTION auprès des adultes canadiens : étude transversale de suivi après sept ans

Correspondance : John C. Spence, Laboratoire de vie sédentaire, Faculté d’éducation physique et de loisirs, 3-113 Van Vliet Complex, Université de l’Alberta, Edmonton (Alberta)  T6G 2H9; tél. : 780-492-1379; téléc. : 780-492-2364; courriel : jc.spence@ualberta.ca

Résumé

Introduction : Dans cette étude de suivi transversale, nous avons exploré la notoriété de ParticipACTION et le niveau d’activité physique chez les Canadiens après sept ans de campagnes.

Méthodologie : Une enquête à l’échelle de la population a été menée auprès de 7 282 adultes entre février 2014 et mai 2015. Elle a consisté en une série de questions destinées à évaluer la notoriété de ParticipACTION dans le Sondage indicateur de l’activité physique de 2014-2015. Divers modèles de régression logistique pondérée ont été établis pour déterminer si cette notoriété était associée aux croyances à propos de l’activité physique, aux intentions et à l’activité physique pratiquée durant les loisirs.

Résultats : Environ 20 % des Canadiens avaient une connaissance spontanée de ParticipACTION et le taux de notoriété assistée de ParticipACTION était de 82 %. L’éducation, le revenu et le fait d’avoir des enfants étaient significativement corrélés à la notoriété au sein de la population canadienne. Le rapport de cotes (RC) ajusté de la notoriété (assistée et spontanée) de ParticipACTION était plus élevé chez les personnes à haut niveau de scolarité (RC = 1,57, IC à 95 % : 1,04 à 2,39; RC = 2,00, IC à 95 % : 1,24 à 3,24), à revenu élevé (RC = 3,92, IC à 95 % : 2,35 à 6,53; RC = 2,29, IC à 95 % : 1,44 à 3,62) et ayant des enfants (RC = 1,93, IC à 95 % : 1,40 à 2,66; RC = 1,70, IC à 95 % : 1,26 à 2,30). La notoriété de ParticipACTION était également positivement associée aux attentes en matière de résultats et à l’auto-efficacité, et négativement associée à l’activité physique durant les loisirs.

Conclusion : Le taux de notoriété non assistée de ParticipACTION est plus élevé qu’auparavant et, par ailleurs, les Canadiens inactifs sont plus nombreux que les Canadiens actifs à connaître l’organisme. Étant donné que ParticipACTION a principalement ciblé les parents d’enfants inactifs au cours des sept dernières années, il semble que l’organisme ait partiellement atteint ses objectifs en matière de communication.

Mots-clés : médias de masse, activité physique, auto-efficacité, changement comportemental

Introduction

La vaste majorité des adultes canadiens sont physiquement inactifs et passent la majeure partie de leurs heures d’éveil en position assise^{Note de bas de page 1}. Pourtant, la pratique régulière d’une activité physique offre de nombreux bienfaits pour la santé, notamment la prévention des maladies chroniques comme le diabète de type 2, les maladies cardiovasculaires, le cancer du sein et les troubles mentaux^{Note de bas de page 2}. Ainsi, chez les femmes canadiennes, l’inactivité physique est le plus important facteur de risque de mortalité toutes causes confondues (espérance de vie réduite de 3 ans), devant le tabagisme, l’alimentation malsaine et la consommation excessive d’alcool, alors qu’elle est devancée seulement par le tabagisme chez les hommes canadiens^{Note de bas de page 3}. Par ailleurs, les variations de prévalence des comportements sains comme l’activité physique expliquent en partie l’association bien documentée entre catégorie de revenu et espérance de vie aux États-Unis^{Note de bas de page 4}. Selon une analyse économique récente, si 10 % de la population canadienne inactive pouvait être amenée à être faire plus d’activité physique et à passer moins de temps assis, il en résulterait des économies d’environ 2,6 milliards de dollars d’ici 2040 pour le système de santé^{Note de bas de page 5}. Les avantages individuels et collectifs d'une population physiquement active sont très clairs. La difficulté consiste à mettre au point des interventions et des programmes efficaces aptes à produire des changements durables à l’échelle de la population sur le plan de l’activité physique.

On a longtemps cru que les campagnes de publicité amélioraient la sensibilisation, les connaissances et les croyances à l’égard de l’activité physique^{Note de bas de page 6},^{Note de bas de page 7}. Bien que diverses questions subsistent quant à la capacité des campagnes de publicité ponctuelles à accroître l’activité physique de la population^{Note de bas de page 8},^{Note de bas de page 9}, ces campagnes peuvent constituer un outil efficace pour faire la promotion de l’activité physique lorsqu’elles sont intégrées à des programmes communautaires^{Note de bas de page 10}. Dans sa version initiale (1971-2001), ParticipACTION était un organisme de marketing social et de communication qui faisait la promotion de l’activité physique au Canada principalement par des campagnes de publicité^{Note de bas de page 11}-^{Note de bas de page 13}. Après une brève interruption de ses activités, l’organisme a été relancé en 2007, avec pour mandat de continuer ses campagnes et de participer au renforcement du pouvoir d’action et au partage de connaissances^{Note de bas de page 13}. De la fin des années 1970 au début des années 2000, ParticipACTION a bénéficié d’une grande notoriété auprès de la population canadienne : son logo et ses messages étaient reconnus par 77 % à 80 % des Canadiens^{Note de bas de page 14}. Bien que les activités de ParticipACTION aient été abandonnées durant six ans, l’organisme présentait auprès de la population canadienne en 2007 un taux de notoriété assistée de 82 % et un taux de notoriété spontanée de 8 % ^{Note de bas de page 15}.

Le « nouveau » ParticipACTION est rapidement passé d’une approche générale visant l’ensemble de la population canadienne à une approche ciblée visant à promouvoir l’activité physique chez les enfants canadiens. Plus spécifiquement, ParticipACTION a ciblé les parents –surtout les mères – des enfants inactifs. Non seulement la majorité des enfants canadiens étaient inactifs^{Note de bas de page 16}, mais la majorité de leurs parents croyaient qu’ils étaient suffisamment actifs physiquement^{Note de bas de page 17},^{Note de bas de page 18}. Cette perception a été corrigée principalement par des mesures d’éducation et d’information. D’abord, la campagne « Enfants inactifs » a été lancée en octobre 2007 pour accroître la sensibilisation aux effets néfastes des faibles niveaux d’activité physique sur la santé des enfants canadiens. Ensuite, la campagne « Pas si sûr » a été lancée en 2011 pour amener les mères à vérifier si leurs enfants respectaient les lignes directrices en place en matière d’activité physique^{Note de bas de page 19}. Les deux campagnes « Recommençons à jouer » qui ont suivi offraient des solutions et des options aux parents afin de favoriser le jeu actif chez leurs enfants. Les parents qui étaient au courant de la campagne Pas si sûr avaient une meilleure connaissance des lignes directrices en matière d’activité physique, une intention plus forte d’aider leurs enfants à respecter les lignes directrices et offraient davantage de comportements de soutien envers l’activité physique de leurs enfants^{Note de bas de page 20},^{Note de bas de page 21}. Ces interventions constituent dans leur ensemble de bons exemples de campagnes ciblées ayant favorisé le soutien au jeu actif et à l’activité physique par les parents^{Note de bas de page 17},^{Note de bas de page 18},^{Note de bas de page 22}-^{Note de bas de page 24}. Si l’on se fie aux mesures de perception dans les médias (p. ex. cote brute) et aux enquêtes-mémoire, de nombreux Canadiens ont été exposés à ces campagnes^{Note de bas de page 13}. Une question demeurait : celle de savoir si l’ensemble de la population canadienne était consciente des efforts de ParticipACTION.

Avant la relance de ParticipACTION en 2007, nous avons mené une enquête sur la notoriété de l’organisme auprès de la population canadienne, résultats qui ont constitué nos données de référence^{Note de bas de page 15}. Cette enquête était fondée sur le modèle de la hiérarchie des effets^{Note de bas de page 25}, selon lequel les campagnes de publicité influencent les comportements par une série de stades de sensibilisation et de résultats intermédiaires (p. ex. connaissances, croyances). Nous avons constaté que le degré de notoriété de ParticipACTION était associé aux croyances à propos de l’activité physique (attentes relatives aux résultats, auto-efficacité, intentions) et à l’activité physique durant les loisirs et que les personnes ayant les niveaux de scolarité et de revenu les moins élevés étaient celles qui connaissaient le moins ParticipACTION.

À la lumière des nombreuses campagnes et initiatives de partage des connaissances du « nouveau » ParticipACTION depuis 2007, nous avons repris notre étude de référence pour évaluer si et comment les efforts de ParticipACTION avaient influencé les connaissances, les croyances et l’activité physique des adultes canadiens. Ainsi, cette étude transversale visait à a) évaluer la notoriété de ParticipACTION auprès de la population canadienne, b) vérifier si cette notoriété variait toujours en fonction du niveau de scolarité et du revenu et c) déterminer si elle était associée aux croyances liées à l’activité physique, aux intentions et à l’activité physique durant les loisirs, comme le suggérait le modèle de la hiérarchie des effets. Concrètement, nous avons mis à l’épreuve un modèle englobant la notoriété (spontanée et assistée) de ParticipACTION, les attentes relatives aux résultats, l’auto-efficacité, les intentions et l’activité physique durant les loisirs. Nous avons émis l’hypothèse que les individus connaissant ParticipACTION seraient plus nombreux à être physiquement actifs et à avoir des croyances positives à propos de l’activité physique.

Méthodologie

Participants et procédures

Pour évaluer la notoriété de ParticipACTION auprès de la population canadienne, nous avons mené une enquête de population tous les mois pendant 14 mois de février 2014 à mai 2015. Cette enquête consistait en une série de questions intégrées au Sondage indicateur de l’activité physique de 2014-2015, mené par l’Institut de recherche sociale de l’Université York au nom de l’Institut canadien de la recherche sur la condition physique et le mode de vie. L’échantillon à l’étude, sélectionné selon une méthode probabiliste, était proportionnel à la répartition de la population dans les provinces et territoires, avec suréchantillonnage des petites provinces. Lors du Sondage indicateur de l’activité physique de 2014-2015, les Canadiens de 18 ans et plus ont fait l’objet d’un échantillonnage transversal tous les mois dans l’ensemble des provinces et territoires. Ce processus de renouvellement continu a fourni un échantillon représentatif de la population canadienne constitué de 7 282 adultes, avec un taux de réponse de 26 % à 30 %. Nos résultats concernent l’échantillon agrégé. L’absence de réponse n’était auparavant pas associée aux caractéristiques du Sondage indicateur de l’activité physique^{Note de bas de page 26}.

Le Sondage indicateur de l’activité physique est une enquête téléphonique à composition aléatoire qui utilise un logiciel d’entrevue téléphonique assistée par ordinateur. Un processus de sélection probabiliste à plusieurs étapes a été utilisé pour sélectionner un répondant âgé de 18 ans ou plus par ménage. Une fois un répondant potentiel dans un ménage sélectionné, les autres membres de ce ménage sont exclus du sondage. L’Institut de recherche sociale a administré les sondages en français ou en anglais. Les procédures de l’étude ont été approuvées par le comité d’éthique de la recherche de l’Université de l’Alberta.

Mesures

Hormis l’ajout d’une question visant à savoir si les répondants avaient des enfants, l’étude portait sur le même ensemble de variables que celui analysé en 2007^{Note de bas de page 15}.

Caractéristiques individuelles

Les données suivantes ont été collectées auprès des participants : sexe, âge, revenu brut annuel du ménage, niveau de scolarité (études secondaires ou moins, études postsecondaires, études universitaires) et situation du ménage (avec ou sans enfants).

Croyances à propos de l’activité physique

L’auto-efficacité a été mesurée à l’aide d’une question à choix de réponse sur une échelle en sept points : « Dans quelle mesure avez-vous confiance de pouvoir régulièrement faire 30 minutes ou plus d’activité physique modérée au moins trois ou quatre jours par semaine? » Les choix de réponse allaient de « Pas du tout confiant » à « Très confiant ». Les attentes relatives aux résultats ont été mesurées à l’aide de trois questions à choix de réponse sur une échelle en sept points visant à évaluer les croyances sur le fait que l’activité régulière aide à réduire le stress, à prévenir les maladies cardiaques et à poursuivre les activités de la vie quotidienne. Les choix de réponse allaient de « Pas du tout d’accord » à « Tout à fait d’accord ». Ces échelles ont ensuite été regroupées pour établir un score moyen (coefficient alpha de Cronbach = 0,72). L’intention d’être physiquement actif a été mesurée à l’aide d’une seule question : « Au cours des six prochains mois, dans quelle mesure avez-vous l’intention d’être physiquement actif? », avec un choix de réponses sur une échelle en sept points allant d’« Aucune intention » à « Intention ferme ».

Notoriété de ParticipACTION

Nous avons évalué la notoriété spontanée et la notoriété assistée de ParticipACTION. Pour la notoriété non assistée, les participants devaient répondre à la question suivante : « Lorsque vous pensez au conditionnement physique, quel groupe ou organisation faisant la promotion de la forme physique au Canada vous vient à l’esprit? » Pour la notoriété assistée, les participants devaient indiquer s’ils connaissaient les programmes et campagnes suivants comme sources possibles d’information sur l’activité physique : les Directives canadiennes en matière d’activité physique, le Guide alimentaire canadien et ParticipACTION. Une méthode semblable avait été suivie dans les études antérieures^{Note de bas de page 14},^{Note de bas de page 15},^{Note de bas de page 27}.

Activité physique

L’activité physique durant les loisirs au cours des 12 derniers mois a été évaluée à l’aide d’une version adaptée du Minnesota Leisure Time Physical Activity Questionnaire^{Note de bas de page 28}. Les participants devaient indiquer quelles activités ils avaient pratiquées au cours de l'année (jusqu’à un maximum de 30 activités) ainsi que la fréquence et la durée de chaque activité. Le temps quotidien moyen consacré à l’activité physique durant les loisirs a été calculé selon la formule suivante : activité physique durant les loisirs (équivalent métabolique ou heures-MET) = Σ (N_i × D_i × MET_i/365), où N est le nombre de fois où l’activité a été pratiquée dans les 12 derniers mois, D est la durée moyenne de l’activité en heures et MET est la dépense énergétique estimée (kJ×kg^-1 ×h^-1). Les répondants consommant 3 heures-MET ou plus par jour d’activité physique durant les loisirs^{Note de bas de page 29}, soit à peu près l’équivalent d'une marche de 60 minutes par jour, ont été classés comme actifs. Les autres répondants ont été classés comme inactifs.

Analyses statistiques

Nous avons réalisé des analyses statistiques à l’aide du logiciel SAS 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, Caroline du Nord, États-Unis). Nous avons calculé des fréquences pour les variables relatives à la notoriété et pour les associations entre les variables sociodémographiques et l’activité physique durant les loisirs. Nous avons effectué des tests du chi carré pour examiner les différences sur le plan de la répartition du sexe, de l’âge, du revenu du ménage, du niveau de scolarité et de l’activité physique durant les loisirs, selon si les répondants avaient une connaissance spontanée ou assistée de ParticipACTION, avec un seuil de signification statistique de p < 0,05 (objectifs a et b). Pour examiner les associations entre la notoriété (spontanée et assistée) de ParticipACTION et le statut socio-économique (revenu du ménage, niveau de scolarité), nous avons appliqué des modèles de régression logistique binaire après ajustement en fonction du sexe et de l’âge (objectif b). Pour tester le modèle de la hiérarchie des effets (objectif c), nous avons réalisé une série d’analyses de la covariance unidirectionnelles avec la procédure PROC GLM, la notoriété (assistée et spontanée) de ParticipACTION étant la variable indépendante et les attentes relatives aux résultats, l’auto-efficacité et le type de notoriété étant les variables dépendantes. Le sexe et l’âge ont été entrés à titre de covariables. Nous avons également mis au point deux modèles de régression logistique hiérarchique pour modéliser les associations entre, d’une part, l’activité physique durant les loisirs et, d’autre part, les variables « croyances » et « connaissances », tout en apportant des ajustements destinés à tenir compte des covariables possibles. La première étape intégrait l’âge, le sexe, le niveau de scolarité, le revenu et la notoriété (assistée ou spontanée) de ParticipACTION, la deuxième intégrait les attentes relatives aux résultats et de l’auto-efficacité et la troisième, les intentions. Les tolérances et les facteurs d’inflation de la variance n’ont fait ressortir aucun problème de multicolinéarité^{Note de bas de page 30}. Toutes les analyses ont été pondérées afin de tenir compte des plans d’échantillonnage ainsi que de la répartition par sexe et par âge de la population canadienne.

Résultats

Environ 47 % des répondants ont été classés comme actifs, 82,2 % avaient une connaissance assistée de ParticipACTION et 20,3 % ont indiqué que ParticipACTION était l’organisation qui leur venait à l’esprit lorsqu’ils pensaient à la promotion de l’activité physique (tableau 1). En ce qui concerne le taux de notoriété des autres programmes et campagnes auprès des répondants, celui du Guide alimentaire canadien était de 92 % et celui des Directives canadiennes en matière d’activité physique, de 37 % (données non présentées).

Tableau 1. Association entre certains facteurs sociodémographiques et la notoriété de ParticipACTION auprès des adultes canadiens

Facteurs sociodémographiques	Notoriété de ParticipACTION
	Échantillon global		Notoriété assistée			Notoriété spontanée
	N	%	n	%	p	n	%	p
Total	7 279	100	6 526	82,2	–	816	20,3	–
Sexe
Hommes	2 920	48,4	2 602	83,2	–	326	21,6	–
Femmes	4 359	51,6	3 922	81,1	–	490	19,0	–
Âge (ans)
18 à 24	284	25,4	169	61,3	–	5	0,1	–
25 à 44	1 705	29,0	1 497	85,2	–	228	26,1	–
45 à 64	3 199	31,5	3 030	93,8	–	462	25,6	–
65 et plus	2 091	14,1	1 828	86,9	< 0,0001	121	15,1	< 0,0001
Revenu brut annuel du ménage ($)
Moins de 30 000	923	12,0	762	68,5	–	47	13,2	–
30 000 à 59 999	1 500	24,1	1 346	79,7	–	134	13,2	–
60 000 et plus	3 327	63,9	3 125	88,7	< 0,0001	519	25,2	< 0,0001
Niveau de scolarité
Études secondaires ou moins	2 151	30,7	1 793	77,4	–	115	13,8	–
Études postsecondaires	2 048	30,4	1 865	82,4	–	215	19,6	–
Études universitaires	3 026	38,9	2 828	85,9	–	484	24,5	< 0,01
Situation du ménage
Sans enfants	5 911	80,0	5 269	89,3	–	605	18,3	–
Avec enfants	1 368	20,0	1 255	80,3	< 0,0001	211	26,3	< 0,001
Activité physique durant les loisirs
Inactif	4 040	53,0	3 591	84,2	–	467	23,4	–
Actif	2 944	47,0	2 668	79,8	–	326	17,2	< 0,05
Remarque : Tous les pourcentages correspondent à des données pondérées. – : Sans objet.

La notoriété assistée comme spontanée de ParticipACTION ne variait pas de façon notable en fonction du sexe. L’âge était associé à la notoriété : les répondants les plus jeunes étaient moins nombreux à faire état d’une connaissance assistée que les répondants des autres groupes d’âge et, inversement, les répondants les plus âgés étaient moins nombreux que ceux des groupes de 25 à 44 ans et de 45 à 64 ans à faire état d’une connaissance spontanée. Des tendances semblables sur le plan de la notoriété ont été constatées en fonction du revenu du ménage et du niveau de scolarité : les répondants ayant les niveaux de scolarité et de revenu les moins élevés connaissaient moins ParticipACTION que les répondants ayant les niveaux plus élevés. Quel que soit le type de notoriété, les personnes ayant des enfants étaient plus nombreuses à connaître ParticipACTION. Enfin, les personnes classées comme inactives ont été plus nombreuses à déclarer une connaissance spontanée de ParticipACTION. Le niveau de scolarité, le revenu et le fait d’avoir des enfants sont restés significativement associés à la notoriété spontanée et assistée de ParticipACTION même après ajustement en fonction de l’âge et du sexe (tableau 2). Par exemple, les Canadiens gagnant plus de 60 000 $ par année étaient beaucoup plus nombreux à connaître ParticipACTION, que ce soit de façon spontanée (RC = 2,29, IC à 95 % : 1,44 à 3,62) ou assistée (RC = 3,92, IC à 95 % : 2,35 à 6,53), que ceux gagnant moins de 30 000 $ par année.

Tableau 2. Associations pondérées entre la notoriété (spontanée et assistée) de ParticipACTION et certaines covariables sociodémographiques^{Tableau 2 - Note a}

Covariables sociodémographiques	Notoriété de ParticipACTION
	Assistée		Spontanée
	RC	IC à 95 %	RC	IC à 95 %
Revenu brut annuel du ménage ($)
Moins de 30 000	1 (référence)		1 (référence)
30 000 à 59 999	1,94	1,07–3,52Tableau 2 - Note *	0,96	0,58–1,61
60 000 et plus	3,92	2,35–6,53Tableau 2 - Note *	2,29	1,44–3,62Tableau 2 - Note *
Niveau de scolarité
Études secondaires ou moins	1 (référence)		1 (référence)
Études postsecondaires	1,37	0,88–2,15	1,51	0,91–2,52
Études universitaires	1,57	1,04–2,39Tableau 2 - Note *	2,00	1,24–3,24Tableau 2 - Note *
Situation du ménage
Sans enfants	1 (référence)		1 (référence)
Avec enfants	1,93	1,40–2,66Tableau 2 - Note *	1,70	1,26–2,30Tableau 2 - Note *
Abréviations : IC, intervalle de confiance; RC, rapport de cotes. Notes de bas de page Note de bas de page 1 Ajustées en fonction du sexe et de l’âge. Retour à la référence de la note de bas de page 1 Note de bas de page 2 p < 0,05. Retour à la référence de la note de bas de page 2

Pour vérifier la pertinence du modèle de la hiérarchie des effets en fonction de l’activité physique durant les loisirs, nous avons d’abord réalisé une série d’analyses de la covariance unidirectionnelles dans le but de déterminer si les attentes relatives aux résultats, l’auto-efficacité et l’intention de faire de l’activité physique variaient en fonction du degré de notoriété de ParticipACTION. Après ajustement en fonction des covariables, l’auto-efficacité (F[1,3577] = 13,93, p < 0,0001, η-carré partiel = 0,004) variait significativement en fonction de la notoriété spontanée de ParticipACTION. Aucun effet semblable n’a été constaté pour les attentes relatives aux résultats ni pour les intentions. Dans le cas de la notoriété assistée de ParticipACTION, ce sont les attentes relatives aux résultats (F[1,7193] = 52,44, p  < 0,0001, η-carré partiel = 0,007) qui variaient de façon significative. Aucun effet semblable n’a été constaté pour l’auto-efficacité ni les intentions. Bien que les moyennes marginales ajustées montrent que l’auto-efficacité était plus élevée chez les personnes ayant une connaissance spontanée de ParticipACTION et que les attentes les plus élevées relatives aux résultats aient été notées chez les répondants ayant une connaissance assistée de ParticipACTION (tableau 3), ces effets étaient très mineurs.

Tableau 3. Moyennes pondérées des moindres carrés (erreurs-types)^{Tableau 3 - Note a} des attentes relatives aux résultats, de l’auto-efficacité et des intentions par rapport à l’activité physique selon le type de notoriété de ParticipACTION

Variables	Notoriété spontanée				Notoriété assistée
	Non	Oui	F	η-carré partiel	Non	Oui	F	η-carré partiel
Attentes relatives aux résultats	6,72 (0,01)	6,73 (0,02)	0,42	0,000	6,55 (0,02)	6,68 (0,01)	52,44Tableau 3 - Note ***	0,007
Auto-efficacité	5,88 (0,03)	5,69 (0,05)	13,93Tableau 3 - Note ***	0,004	5,67 (0,05)	5,73 (0,02)	1,80	0,000
Intentions	6,12 (0,03)	6,17 (0,04)	0,66	0,000	5,99 (0,04)	6,07 (0,02)	0,04	0,000
Notes de bas de page Note de bas de page 1 Ajustées en fonction du sexe et de l’âge. Retour à la référence de la note de bas de page 1 Note de bas de page 2 p < 0,0001. Retour à la référence de la note de bas de page 2

L’activité physique durant les loisirs a fait l’objet d’une régression en fonction des variables « croyances » et « connaissances » associées au modèle de la hiérarchie des effets (tableau 4), qui a révélé que l’auto-efficacité et les intentions étaient des covariables significatives quel que soit le type de notoriété. La notoriété spontanée s’est révélée être une covariable de l’activité physique durant les loisirs : si une personne connaissait ParticipACTION, la probabilité qu’elle soit physiquement active était réduite d’un facteur de 0,35.

Tableau 4. Rapports de cotes ajustés et pondérés^{Tableau 4 - Note a} en fonction des facteurs associés à l’activité physique durant les loisirs, selon la notoriété spontanée et assistée de ParticipACTION

Facteurs	Étape 1				Étape 2				Étape 3
	b	Wald	RC	IC à 95 %	b	Wald	RC	IC à 95 %	b	Wald	RC	IC à 95 %
Notoriété spontanée
Notoriété	−0,48	12,28	0,61	0,47 à 0,81Tableau 4 - Note ***	−0,20	7,37	0,70	0,50 à 0,89Tableau 4 - Note **	−0,21	8,54	0,65	0,48 à 0,87Tableau 4 - Note **
Attentes relatives aux résultats	–	–	–	–	0,22	1,85	1,29	0,91 à 1,72	0,09	0,27	1,10	0,77 à 1,56
Auto-efficacité	–	–	–	–	0,58	90,10	1,80	1,59 à 2,03Tableau 4 - Note ***	0,47	54,35	1,60	1,42 à 1,82Tableau 4 - Note ***
Intentions	–	–	–	–	–	–	–	–	0,43	28,42	1,55	1,32–1,81Tableau 4 - Note ***
Notoriété assistée
Notoriété	0,0079	0,0013	1,01	0,66 à 1,55	−0,04	0,14	0,92	0,60 à 1,42	−0,04	0,16	0,92	0,60 à 1,39
Attentes relatives aux résultats	–	–	–	–	0,18	2,21	1,20	0,94 à 1,53	0,07	0,31	1,07	0,84–1,38
Auto-efficacité	–	–	–	–	0,57	139,56	1,78	1,62 à 1,96Tableau 4 - Note ***	0,45	85,86	1,58	1,43 à 1,73Tableau 4 - Note ***
Intentions	–	–	–	–	–	–	–	–	0,47	55,78	1,60	1,42 à 1,81Tableau 4 - Note ***
Notes de bas de page Note de bas de page 1 Ajustés en fonction du sexe, de l’âge, du niveau de scolarité, du revenu brut annuel du ménage et de la situation du ménage. Retour à la référence de la note de bas de page 1 Note de bas de page 2 p < 0,001. Retour à la référence de la note de bas de page 2 Note de bas de page 3 p < 0,0001. Retour à la référence de la note de bas de page 3

Analyse

ParticipACTION est un organisme de marketing social et de communication qui a fait la promotion de l’activité physique durant la majorité des 45 dernières années^{Note de bas de page 13},^{Note de bas de page 14}. Après une courte interruption de ses activités, il a été relancé en 2007. Nous avons constaté que la notoriété spontanée de ParticipACTION auprès de la population canadienne était d’environ 20 % et que sa notoriété assistée y était de 82 %. Nos résultats montrent que le taux de notoriété assistée de ParticipACTION était semblable à celui de 2007, mais que le taux de notoriété spontanée, qui était de 8 % en 2007^{Note de bas de page 15}, a beaucoup augmenté entre 2007 et 2014. De manière générale, les variations individuelles sur le plan de la notoriété étaient similaires en 2007 et en 2014, excepté qu’en 2014, les répondants inactifs étaient plus nombreux que les répondants actifs à avoir une connaissance spontanée de ParticipACTION et que la proportion de femmes à avoir déclaré une connaissance spontanée de ParticipACTION était beaucoup plus élevée qu’en 2007 (6,7 % contre 19 %). De plus, en 2014, les répondants ayant des enfants étaient plus nombreux à connaître ParticipACTION que les répondants sans enfant. Aucune comparaison entre les parents et les autres adultes n’avait été faite en 2007. Comme les communications de ParticipACTION visent explicitement les parents d’enfants inactifs, cette constatation prouve que des initiatives de marketing de masse de l’activité physique réussissent à segmenter les publics en fonction de leurs caractéristiques démographiques et à offrir des communications ciblées^{Note de bas de page 31}. Certains auteurs avaient envisagé qu’une telle segmentation soit difficile à réaliser si le produit à vendre ou le message à transmettre avait un attrait universel, comme c’est le cas en promotion de la santé^{Note de bas de page 32}. Nos résultats indiquent que ParticipACTION a néanmoins réussi à atteindre son public cible, en l’occurrence les parents.

Notre étude visait aussi à déterminer s’il existait des écarts sur le plan de la notoriété de ParticipACTION et, le cas échéant, si ces écarts étaient liés de façon différentielle au niveau de scolarité et au revenu. Comme c’était le cas en 2007^{Note de bas de page 15}, la notoriété de ParticipACTION était plus importante chez les personnes à hauts niveaux de scolarité et de revenu. Ces constatations concordent avec le modèle du déficit des connaissances, selon lequel plus le niveau de scolarité d’une personne est élevé, plus celle-ci sera motivée à prêter attention aux messages en matière de santé^{Note de bas de page 33},^{Note de bas de page 34}. Comme plus de 30 % du gradient du niveau de scolarité lié aux comportements en matière de santé s’explique par les connaissances et par les capacités cognitives^{Note de bas de page 35}, la réduction de ces écarts de notoriété et l’augmentation du savoir-faire physique devraient constituer des priorités en santé publique^{Note de bas de page 36}. En accord avec ces constatations, la segmentation de l’information et de l’éducation du public en fonction du niveau de scolarité et de revenu constitue l’un des quatre secteurs prioritaires d’un projet de plan d’activité physique pour le Canada^{Note de bas de page 37}.

Enfin, notre étude visait à déterminer si la notoriété de ParticipACTION était associée aux croyances à propos de l’activité physique, aux intentions et à l’activité physique elle-même. Les attentes relatives aux résultats (dans le cas de la notoriété assistée) et l’auto-efficacité (dans le cas de la notoriété spontanée) variaient de façon significative en fonction de la notoriété de ParticipACTION. Comme en 2007, les effets mesurés étaient peu importants, ce qui indique que des facteurs autres que la notoriété ont une incidence sur les croyances et les intentions relatives à l’activité physique. Ces constatations renforcent la validité du modèle de la hiérarchie des effets, selon lequel la notoriété est associée à des cognitions sociales positives. Cependant, selon une autre interprétation – ne pouvant être exclue en raison de la nature transversale de l’étude –, les répondants ayant une perception plus positive de l’activité physique (p. ex. auto-efficacité, attentes relatives aux résultats) seraient plus réceptifs aux messages concernant l’activité physique.

La notoriété de ParticipACTION a aussi été associée à l’activité physique durant les loisirs. Les résultats sont cependant allés à l’encontre des hypothèses émises. En effet, les personnes inactives étaient celles qui connaissaient le mieux ParticipACTION (notoriété tant spontanée qu’assistée). Cette constatation infirme l’hypothèse voulant que les personnes actives ou ayant une perception positive de l’activité physique prêtent davantage attention aux messages concernant l’activité physique^{Note de bas de page 38}. Elle s’explique peut-être par le fait que les campagnes et les autres initiatives de la nouvelle mouture de ParticipACTION ont trouvé un écho chez les Canadiens inactifs^{Note de bas de page 39}. Par conséquent, conformément au modèle de la hiérarchie des effets, il est possible que nous ayons fait ressortir une cascade d’effets cognitifs et comportementaux découlant des campagnes (c.-à-d. les personnes connaissant ParticipACTION auraient des croyances positives à propos de l’activité physique dans les loisirs, mais n’auraient pas encore modifié leurs comportements). De même, il est probable que les personnes alternent entre intérêt et désintérêt au fil des campagnes s’échelonnant sur plusieurs années^{Note de bas de page 40}. Malheureusement, la nature transversale de notre étude ne nous permet pas de déterminer si les Canadiens inactifs étaient susceptibles de modifier leurs comportements dans l’avenir. Cette modification de la notoriété pourrait aussi s’expliquer par la nature plus ciblée des communications de la nouvelle mouture de ParticipACTION, en 2007 et en 2014, en visant les parents d’enfants inactifs^{Note de bas de page 13}. Il est donc possible que les campagnes et les messages de l’organisme aient trouvé un écho chez les adultes canadiens qui ne cherchaient pas nécessairement à modifier leur propre degré d’activité physique, mais plutôt celui de leurs enfants. Pour tenir compte de cette explication, nous avons ajusté nos régressions logistiques en fonction de la situation du ménage, mais l’association négative s’est maintenue entre l’activité physique durant les loisirs et la notoriété. Selon une autre explication, la nature affective des messages et des campagnes concernant les enfants pourrait avoir atteint et intéressé un public plus large que les parents exclusivement (p. ex. grands-parents, professeurs).

Points forts et limites

Parmi les points forts de l’étude, notons les méthodes solides d’enquête et d’échantillonnage du système de surveillance du Sondage indicateur de l’activité physique (qui fonctionne depuis longtemps), l’utilisation des mêmes mesures qu’en 2007 et l’application d’un cadre théorique pour orienter la sélection des questions et l’analyse des données. Notre étude comporte néanmoins quelques limites. La fiabilité de nos résultats pourrait être limitée par l’utilisation de mesures d’un seul élément pour évaluer l’auto-efficacité, les intentions et la notoriété, ainsi que par le faible taux de réponse des participants. Cependant, toutes ces mesures ont été utilisées sans problème dans des études antérieures^{Note de bas de page 14},^{Note de bas de page 15},^{Note de bas de page 39} et la mesure de l’auto-efficacité se rapporte spécifiquement au comportement, à la demande situationnelle et au temps disponible, conformément aux recommandations des experts en la matière^{Note de bas de page 41}. De plus, comme nous l’avons mentionné précédemment, le plan transversal de l’étude ne permet pas d’analyser les causes et les effets et restreint l’application du modèle de la hiérarchie des effets. Bien que nous ayons été en mesure de tenir compte de certains facteurs individuels susceptibles d’avoir contribué aux associations observées, d’autres variables (p. ex. perception de l’état de santé, statut d’immigrant) pourraient avoir constitué des facteurs de confusion dans les associations entre les intentions ou l’activité physique durant les loisirs et la notoriété. Enfin, nous ne disposions d'aucune mesure de l’exposition médiatique ni du degré de notoriété des campagnes de ParticipACTION (c.-à-d. message et contenu) auprès des répondants. Ce type d’information permettrait d’éclaircir l’importance des écarts de notoriété^{Note de bas de page 42}.

Conclusion

La notoriété de ParticipACTION demeure élevée auprès de la population canadienne. Les personnes qui connaissent l’organisme sont plus nombreuses à avoir des enfants et à être inactives, mais aussi à avoir des croyances positives à propos de l’activité physique. Les initiatives de la nouvelle mouture de ParticipACTION pourraient avoir trouvé un écho chez les adultes canadiens inactifs par l’entremise des campagnes concernant les enfants. Des écarts de notoriété considérables continuent d’être associés au niveau de scolarité et au revenu du ménage. Par conséquent, les campagnes, programmes et initiatives stratégiques en matière d’activité physique devraient cibler des segments précis de la population, particulièrement les personnes défavorisées.

Remerciements

Sept des auteurs (JCS, GF, TB, SD, ALC, RR, MST) ont siégé au groupe consultatif de recherche de ParticipACTION. Nous remercions l’Institut canadien de la recherche sur la condition physique et le mode de vie (ICRCP) de nous avoir permis d’inclure des questions sur ParticipACTION dans son Sondage indicateur de l’activité physique. Ce projet a été rendu possible par une subvention de fonctionnement des Instituts de recherche en santé du Canada (MOP-123491). GF est titulaire d’une chaire en santé publique appliquée des Instituts de recherche en santé du Canada et de l’Agence de la santé publique du Canada. TB et ALC reçoivent du soutien du Programme des chaires de recherche du Canada.

Conflits d’intérêts

JS, GF, TB, SD, AER, RER et MST sont membres du Groupe consultatif de recher­che de ParticipACTION.

Contributions des auteurs et avis

JCS a conçu l’étude, dirigé l’analyse des données et rédigé la première version du manuscrit. CC a dirigé la collecte de données et EYL a contribué à l’analyse et à la rédaction. GF, TB, SD, AELC, RER et MST ont contribué à la conception de l’étude, à l’analyse et à l’interprétation des données ainsi qu’à la rédaction et la révision du manuscrit. Tous les auteurs ont lu et approuvé la version finale du manuscrit.

Le contenu de l’article et les points de vue qui y sont exprimés n’engagent que les auteurs et ne correspondent donc pas nécessairement à ceux du gouvernement du Canada.