Recherche quantitative originale – Validation d’une version réduite de l’Échelle de provisions sociales au moyen de données d’enquêtes nationales canadiennes

• Page précedente
• Table des matières
• Page suivante

Correspondance : Heather Orpana, Direction générale de la promotion de la santé et de la prévention des maladies chroniques, Agence de la santé publique du Canada, 785, avenue Carling, Ottawa (Ontario)  K1S 5H4; tél. : 613-878-5011; courriel : heather.orpana@canada.ca

Résumé

Introduction. L’Échelle de provisions sociales à 10 items (SPS-10) a été mise en œuvre dans un certain nombre d’enquêtes nationales canadiennes pour évaluer le soutien social. L’objectif de notre étude était de réduire l’échelle SPS-10 à une échelle à 5 items (SPS-5) tout en conservant des propriétés de mesure adéquates.

Méthodologie. Nous avons analysé les données fournies par les personnes de 18 ans et plus ayant répondu aux questions du module utilisant l’Échelle de provisions sociales dans le cadre du cycle thématique sur la santé mentale de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2012 (ESCC-SM 2012) et du cycle annuel de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2017 (ESCC 2017). Pour choisir les items, nous avons effectué une analyse factorielle exploratoire et une corrélation item-total sur les données du cycle SM ESCC 2012. Nous avons utilisé une analyse de corrélation entre l’échelle SPS-5, l’échelle SPS-10 et les construits de santé mentale positive (SMP) correspondants pour évaluer la validité critérielle de l’échelle SPS-5 par rapport à l’échelle SPS-10. Nous avons effectué une analyse factorielle confirmatoire à partir des données du cycle ESCC 2017 afin de confirmer la structure des facteurs de l’échelle SPS‑5.

Résultats. L’échelle SPS-5 présente une cohérence interne élevée (indice alpha de Cronbach de 0,88) et des corrélations avec les construits de SMP correspondants semblables à celles de l’échelle SPS-10. Les échelles SPS-5 et SPS-10 se sont aussi avérées très fortement corrélées (r = 0,97). L’analyse factorielle confirmatoire indique que le modèle à un seul facteur par provision, c’est-à-dire la SPS-5, est bien ajusté aux données. Les échelles SPS-5 et SPS-10 produisent des estimations similaires d’un soutien social élevé, de respectivement 92,7 et 91,5 %.

Conclusion. La nouvelle échelle SPS-5 offre des propriétés de mesure adéquates et fonctionne de façon semblable à l’échelle SPS-10, étayant l’utilisation de cette version réduite. Elle constitue une solution de remplacement valide et utilisable de l’échelle SPS-10, ce qui pourrait alléger la tâche des participants aux enquêtes nationales sur la santé.

Mots-clés : soutien social, enquêtes, mesure, analyse factorielle

Introduction

On sait que le soutien social est un déterminant important de la santé et du mieux-être^{note de bas de page 1}. L’Agence de la santé publique du Canada (ASPC) définit le soutien social comme le fait de « se sentir aimé et apprécié, et d’avoir un réseau de famille, d’amis, de voisins, de collègues et de membres dans la collectivité qui sont présents au besoin »^{note de bas de page 2}. Un degré élevé de soutien social est associé à un degré élevé de santé mentale positive (SMP), à moins de détresse psychologique et à une meilleure qualité de vie^{note de bas de page 3,note de bas de page 4,note de bas de page 5}. Un faible degré de soutien social est associé à des taux plus élevés de mortalité attribuable aux maladies du cœur^{note de bas de page 6} et toutes causes confondues^{note de bas de page 7}.

Un certain nombre d’instruments de mesure du soutien social ont été mis au point, en particulier l’échelle de soutien social de l’Étude des issues médicales^{note de bas de page 8}, l’échelle Social Support Behaviors (mesurant les comportements de soutien social)^{note de bas de page 9} et l’échelle pluridimensionnelle du soutien social perçu^{note de bas de page 10}. L’Échelle de provisions sociales (SPS)^{note de bas de page 1} demeure parmi les plus utilisées. Cutrona et Russell ont mis au point et validé la SPS en s’appuyant sur la théorie des provisions sociales de Weiss^{note de bas de page 1,note de bas de page 11}. Selon celle-ci, 6 besoins sociaux peuvent être comblés par les relations interpersonnelles : l’orientation (conseils et informations), l’aide tangible (l’aide matérielle), la confirmation de sa valeur (reconnaissance de ses compétences, de ses capacités et de sa valeur par les autres), la possibilité d’utilité (personne en tant que source de soutien pour les autres), l’attachement (relations émotionnelles grâce auxquelles la personne a le sentiment d’être en sécurité), l’intégration sociale (sentiment d’appartenance à un groupe de personnes ayant les mêmes intérêts, préoccupations et loisirs que soi)^{note de bas de page 1,note de bas de page 12}.

La SPS originale comprend 24 items, chacun des 6 besoins sociaux définis par Weiss^{note de bas de page 11} étant représenté par 4 items, 2 formulés de façon négative et 2 de façon positive. La SPS a été validée grâce à un échantillon de 1 183 étudiants de cours d’initiation à la psychologie^{note de bas de page 1}, 303 enseignants du système d’éducation public^{note de bas de page 13} et 306 infirmières d’un hôpital militaire^{note de bas de page 14}. La fiabilité de chacune des 6 provisions de l’échelle (ou sous-échelles) s’est avérée correcte, avec des indices alpha de Cronbach compris entre 0,65 et 0,76^{note de bas de page 1}. La structure factorielle de la SPS a été partiellement confirmée, certains items présentant un écart par rapport à la structure théorique, selon l’échantillon considéré (étudiants ou membres de la population générale). La validité de convergence et la validité de divergence ont été démontrées^{note de bas de page 1,note de bas de page 15}. Au Québec, Caron a traduit la SPS à 24 items et l’a validée à partir d’un échantillon de 790 participants^{note de bas de page 16}. Chez les participants au Québec, l’instrument a présenté une excellente cohérence interne (α = 0,96), et l’alpha de Cronbach de chaque sous-échelle de la SPS se situait entre 0,73 et 0,88^{note de bas de page 16}. La stabilité temporelle de l’échelle s’est aussi avérée très bonne (r = 0,86). L’analyse factorielle a confirmé la structure multidimensionnelle proposée comme structure factorielle de l’instrument^{note de bas de page 16}. La SPS à 24 items a été utilisée auprès de divers échantillons de population, en particulier des enseignants du système d’éducation public^{note de bas de page 13}, des étudiants du niveau collégial ou universitaire^{note de bas de page 15,note de bas de page 17,note de bas de page 18}, des thérapeutes^{note de bas de page 19} et des conjoints de patients atteints d’un cancer^{note de bas de page 20}, ainsi que dans plusieurs enquêtes au Canada, notamment auprès de la population générale^{note de bas de page 21} et d’une population à faible revenu^{note de bas de page 3,note de bas de page 22}, de personnes ayant reçu un diagnostic de schizophrénie et de leur famille^{note de bas de page 23,note de bas de page 24,note de bas de page 25}, de personnes ayant fait une tentative de suicide^{note de bas de page 26}, de même que de familles ayant un enfant en milieu de garde^{note de bas de page 27}.

Une version de la SPS à 10 items a récemment été mise au point et validée^{note de bas de page 4}. Elle comprend 5 des 6 sous-échelles de la SPS originale. La sous-échelle de la possibilité d’utilité, mesurant essentiellement le soutien offert par la personne plutôt que le soutien qu’elle reçoit des autres, a été abandonnée. Dans plusieurs études antérieures, cette sous-échelle avait présenté l’association la plus faible avec la santé mentale, et son exclusion a permis de réduire le temps d’administration^{note de bas de page 4}. Les 10 items de la SPS‑10 sont constitués de deux énoncés positifs pour chacune des cinq sous-échelles.

Caron^{note de bas de page 4} a démontré que la SPS-10 possédait d’excellentes propriétés psychométriques, en particulier une forte validité concourante par rapport à la SPS-24, une excellente cohérence interne à indices alpha de Cronbach supérieurs à 0,80 et une force prédictive semblable à celle de la SPS-24^{note de bas de page 4}. Toutefois, une analyse factorielle exploratoire de la version à 10 items n’a pas permis d’obtenir la structure factorielle attendue.

Steigen et Bergh, au contraire, ont relevé des défauts dans le ciblage et la validité des construits de la SPS-10 sur le fondement du modèle polytomique de Rasch^{note de bas de page 28}. Une autre version de la SPS comportant 10 items et mesurant chaque sous-échelle au moyen de deux énoncés négatifs a également été mise au point afin de mieux rendre compte du manque de soutien social (et non de sa présence), mais elle semble avoir été peu mise en œuvre^{note de bas de page 29}.

Dans cet article, le terme SPS-10 renvoie à la version aux items formulés de façon positive élaborée par Caron^{note de bas de page 4} (aussi appelée ÉPS-10).

La SPS-10 a été mise en œuvre dans le cycle thématique sur la santé mentale de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2012 et dans plusieurs cycles annuels subséquents de l’ESCC. Elle est largement utilisée dans la surveillance et la recherche nationales^{note de bas de page 30}.

Notre compréhension de la santé s’étoffant sans cesse et incluant désormais un large éventail de déterminants comportementaux et psychosociaux, on cherche de plus en plus à intégrer dans les enquêtes nationales sur la santé du nouveau contenu sans pour autant alourdir inutilement ces enquêtes. Une façon d’y parvenir consiste à réduire les échelles relatives au contenu prioritaire tout en leur conservant des propriétés de mesure adéquates. Dans ce contexte, nous avons souhaité réduire la SPS de 10 à 5 items (SPS-5) et évaluer la validité critérielle et la validité factorielle de l’échelle ainsi obtenue.

Méthodologie

Sources des données

Nous avons analysé deux sources de données secondaires : le cycle annuel 2017 de l’ESCC et son cycle thématique sur la santé mentale de 2012 (ESCC-SM 2012). Un total de 25 113 Canadiens de 15 ans et plus provenant des dix provinces du pays ont participé au cycle ESCC-SM 2012. Les Canadiens vivant dans une réserve ou une autre collectivité autochtone, les membres du personnel enrôlé à plein temps dans les Forces armées canadiennes et les personnes vivant en établissement ont été exclus de l’échantillon, mais ces groupes ne constituent au total que moins de 3 % de la population canadienne. Afin d’assurer une couverture satisfaisante pour tous les groupes d’âge et pour les deux sexes dans chaque province, nous nous sommes inspirés, pour la conception, de l’échantillonnage à plusieurs degrés de l’Enquête sur la population active. La collecte des données a eu lieu de janvier à décembre 2012. Le taux de réponse national a été de 68,9 %. Les méthodes d’entrevue ont été l’interview sur place assistée par ordinateur (IPAO) et l’interview téléphonique assistée par ordinateur (ITAO), la première ayant servi à la plupart (87 %) des entrevues. En raison de la nature personnelle des questions, les interviews par personne interposée n’ont pas été utilisées. Statistique Canada a fourni les échantillons et la pondération bootstrap.

Le cycle annuel de l’ESCC est une enquête continue auprès des ménages qui s’adresse aux Canadiens de 12 ans et plus provenant de l’une des dix provinces ou de l’un des trois territoires. Nous avons analysé le cycle 2017 de l’enquête (ESCC 2017). Les Canadiens vivant dans une réserve ou une autre collectivité autochtone, les membres du personnel enrôlé à plein temps dans les Forces armées canadiennes, les jeunes de 12 à 17 ans vivant en famille d’accueil, les personnes vivant en établissement et celles vivant dans les régions sanitaires du Nunavik et des Terres-Cries-de-la-Baie-James ont été exclus de l’échantillon, mais, là aussi, ces groupes ne constituent au total que moins de 3 % de la population canadienne. En 2017, les réponses aux questions de la SPS-10 ont été recueillies en Colombie-Britannique, en Alberta, à l’Île-du-Prince-Édouard et à Terre-Neuve-et-Labrador. Seules ces provinces sont donc incluses dans les analyses rapportées dans cet article. Une base aréolaire issue de l’Enquête sur la population active a été utilisée pour les Canadiens de 18 ans et plus, tandis que la liste des bénéficiaires de prestations fiscales canadiennes pour enfants a été employée pour les Canadiens de 12 à 17 ans. La collecte des données a eu lieu de janvier à décembre 2017. Le taux de réponse national a été de 62,8 %. Environ 74 % des entrevues ont été menées au moyen d’ITAO, et les autres ont été menées au moyen d’IPAO. Statistique Canada a calculé les poids d’échantillonnage.

Statistique Canada a fourni les données grâce à une entente sur le partage de renseignements. Statistique Canada recueille les données en vertu de la Loi sur la statistique. Au moment de la collecte des données, on a demandé aux participants s’ils acceptaient de partager les données les concernant avec l’ASPC et Santé Canada. Statistique Canada n’a transmis à l’ASPC que les microdonnées dépersonnalisées obtenues des répondants ayant accepté le partage de leurs réponses.

Les répondants ont déclaré leur sexe, leur âge, le revenu de leur ménage, leur état matrimonial, leur principale langue d’usage, leur niveau de scolarité et leur statut vis-à-vis de l’immigration. Statistique Canada a défini le milieu de vie (urbain/rural) de chaque répondant en fonction de son code postal à six caractères. Dans les cas où les données relatives au revenu n’avaient pas été recueillies et n’étaient pas non plus accessibles à partir de données d’impôt couplées pour le cycle ESCC 2017, les données manquantes au sujet du revenu ont été imputées selon la méthode du plus proche voisin^{note de bas de page 31}.

Le soutien social a été mesuré au moyen de la SPS à 10 items validée par Caron^{note de bas de page 4}, elle-même fondée sur la SPS originale à 24 items de Cutrona et Russell^{note de bas de page 1}. Plus précisément, la SPS-10 évalue 5 formes de provisions sociales : l’attachement (items 1 et 10), l’orientation (items 2 et 7), l’intégration sociale (items 3 et 8), l’aide tangible (items 4 et 6) et la confirmation de sa valeur (items 5 et 9). Chaque item est évalué sur une échelle de Likert à quatre points (1 = fortement en désaccord, 2 = en désaccord, 3 = d’accord, 4 = fortement d’accord). Le score est constitué de l’addition des réponses aux 10 questions et varie entre 10 et 40 points. Le score synthétique de la SPS-10 n’est pas calculé pour les répondants n’ayant pas répondu à l’un des items. Un score élevé correspond à un soutien social élevé. Dans le contexte des travaux nationaux de surveillance, les participants ayant un score de 30 ou plus à la SPS-10 sont considérés comme bénéficiant d’un soutien social « élevé » ^{note de bas de page 30}.

L’auto-évaluation de la santé mentale a été mesurée au moyen de la question : « En général, diriez-vous que votre santé mentale est… excellente (5), très bonne (4), bonne (3), passable (2), mauvaise (1)? » On sait que l’auto-évaluation de la santé mentale constitue un instrument de mesure utile dans la surveillance de la santé mentale générale^{note de bas de page 32}.

La satisfaction à l’égard de la vie a été évaluée au moyen de la question : « Sur une échelle de 0 à 10, où 0 signifie “Très insatisfait” et 10 signifie “Très satisfait”, quel sentiment éprouvez-vous présentement à l’égard de votre vie en général? » Cette question est considérée comme fiable et valide pour une utilisation dans les enquêtes auprès de la population et elle est préconisée par l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) ^{note de bas de page 33}.

Le sentiment d’appartenance a été mesuré au moyen de la question : « Comment décririez-vous votre sentiment d’appartenance à votre collectivité locale? Diriez-vous qu’il est… très fort (4), plutôt fort (3), plutôt faible (2), très faible (1)? » Cette question d’évaluation est valide en tant qu’instrument de mesure du capital social que représente le voisinage, entre autres construits sociaux auxquels la question donne accès^{note de bas de page 34}.

Le score continu de l’échelle Continuum de santé mentale – Questionnaire abrégé (CSM-QA) figurait dans le cycle SM ESCC 2012 à titre d’instrument de mesure générale de la SMP^{note de bas de page 35}. Le CSM-QA comprend 14 items, qui permettent de mesurer le mieux-être émotionnel, psychologique et social; les réponses se font sur une échelle de Likert à 6 points, qui vont de « Jamais » (0) à « Tous les jours » (6). Le calcul du score synthétique global, qui varie entre 0 et 70, se fait par l’addition des points obtenus pour chaque réponse. Le CSM-QA présente une validité factorielle, de convergence et de divergence^{note de bas de page 36}.

La détresse psychologique a été mesurée uniquement au cours du cycle ESCC-SM 2012, et ce, au moyen de l’échelle de détresse psychologique de Kessler (K-10). L’échelle K-10 comprend 10 items portant sur le degré de détresse du répondant et fournit un score variant entre 0 et 40^{note de bas de page 37}. L’échelle de détresse psychologique K-10 est souvent employée comme instrument de mesure générale de la mauvaise santé mentale et porte notamment sur des symptômes associés à la dépression et à l’anxiété. Elle présente une validité de convergence et une validité discriminante adéquates^{note de bas de page 38}.

Les données de tous les participants au cycle ESCC-SM 2012 ont été analysées, tandis que seules les données des répondants des quatre provinces pour lesquelles l’enquête incluait la SPS-10 ont été incluses dans l’analyse du cycle ESCC 2017. Les analyses n’ont porté que sur les participants âgés d’au moins 18 ans. On a utilisé les analyses du cycle ESCC-SM 2012 pour choisir les items. Les analyses du cycle annuel ESCC 2017 ont ensuite permis de confirmer ces décisions. Nous avons effectué des calculs de fréquence et de statistique descriptive pour toutes les variables. En ce qui concerne les items de la SPS-10, nous avons également calculé l’asymétrie et l’aplatissement (sans pondération) ainsi que les corrélations pondérées item-total (à la fois l’item inclus dans le total et l’item exclu). Nous avons mené une analyse factorielle exploratoire à partir des données du cycle ESCC-SM 2012 afin de déterminer, au moyen d’une estimation de vraisemblance maximale, les variables de la SPS-10 présentant la saturation du facteur sous-jacent la plus importante. Le critère de conservation des facteurs présentant une valeur supérieure à 1 a permis de déterminer le nombre de facteurs, ainsi que l’interprétation du graphique de la progression des valeurs propres (« scree plot »). Une saturation de 0,45 a été définie comme la valeur minimale^{note de bas de page 39}. Nous avons calculé l’alpha de Cronbach de la SPS-10 et de la SPS-5 ainsi que les corrélations de Pearson entre les scores de la SPS-10 et de la SPS-5 et les construits de SMP correspondants. Nous avons calculé les intervalles de confiance (IC) des corrélations au moyen de la transformation de Fisher (z). Nous avons utilisé une régression linéaire pour examiner les taux de variance de la détresse psychologique et de la SMP (mesurées par le CSM-QA) explicables grâce à la SPS-10 et la SPS-5. À moins d’avis contraire, toutes les analyses ont été pondérées, et nous avons calculé la variance au moyen de la procédure bootstrap figurant dans l’ensemble des procédures d’enquête SAS. Les analyses ont été effectuées dans le logiciel SAS Enterprise Guide 5.1 (SAS Institute Inc., Cary, Caroline du Nord, États-Unis).

Nous avons effectué une analyse factorielle confirmatoire avec le logiciel MPlus version 7.3 (Muthén & Muthén, Los Angeles, Californie, États-Unis), qui a consisté en une estimation de vraisemblance maximale des données du cycle ESCC 2017. Nous avons adopté divers critères d’ajustement du modèle, comme le suggèrent Hu et Bentler^{note de bas de page 40} : 0,95 ou plus à l’indice de Tucker et Lewis (ITL) et à l’indice d’ajustement comparatif (IAC), 0,08 pour la racine de l’erreur quadratique moyenne normalisée (REQMN) et enfin 0,06 pour l’erreur-type de l’approximation (ETA)^{note de bas de page 40}. Le modèle a été ajusté à l’ensemble de l’échantillon, puis de façon indépendante pour les hommes et pour les femmes.

Résultats

Statistique descriptive

Les deux échantillons comprenaient une proportion équivalente d’hommes et de femmes (tableau 1). La plupart des répondants étaient mariés ou vivaient avec un conjoint. Respectivement 69 % (enquête de 2012) et 80 % (enquête de 2017) des participants avaient fait des études postsecondaires. Environ 3 répondants sur 4 ont désigné l’anglais comme principale langue parlée, et 1 sur 5 a désigné le français. Plus de 80 % des répondants vivaient en milieu urbain.

Tableau 1. Profil des répondants de l’échantillon,  ESCC-SM 2012^{note de bas de page a} et ESCC 2017^{note de bas de page b}

Caractéristiques	Pourcentage de l’échantillon (IC à 95 %)
	ESCC-SM 2012a	ESCC 2017b
Sexe
Hommes	49,16 (48,99 à 49,33)	49,72 (49,72 à 49,72)
Femmes	50,84 (50,67 à 51,01)	50.27 (50,27 à 50,27)
Âge (ans)
18 à 34	28,23 (27,46 à 29,01)	29,57 (29,57 à 29,57)
35 à 49	26,57 (25,57 à 27,58)	25,74 (25,74 à 25,74)
50 à 64	27,08 (26,38 à 27,78)	25,52 (25,52 à 25,52)
65 et plus	18,12 (18,05 à 18,18)	19,17 (19,17 à 19,17)
État matrimonial
Célibataire/jamais marié	23,13 (22,31 à 23,96)	23,53 (22,69 à 24,37)
Veuf/divorcé/séparé	13,64 (12,94 à 14,35)	12,72 (11,99 à 13,45)
Marié/conjoint de fait	63,23 (62,18 à 64,28)	63,75 (62,71 à 64,79)
Plus haut niveau de scolarité
Études secondaires non terminées	14,87 (14,12 à 15,62)	4,14 (3,75 à 4,54)
Diplôme d’études secondaires	16,18 (15,38 à 16,98)	15,38 (14,44 à 16,33)
Études postsecondaires terminées ou non	68,95 (67,86 à 70,05)	80,47 (79,50 à 81,45)
Quintile de revenu du ménage (quintile national)
Q1 (quintile inférieur)	19,48 (18,53 à 20,42)	17,64 (16,66 à 18,62)
Q2	19,91 (18,93 à 20,88)	19,42 (18,50 à 20,35)
Q3	20,05 (19,16 à 20,93)	20,28 (19,29 à 21,28)
Q4	19,93 (18,96 à 20,91)	19,38 (18,42 à 20,34)
Q5 (quintile supérieur)	20,64 (19,60 à 21,69)	23,27 (22,17 à 24,37)
Immigrant
Oui	26,10 (24,74 à 27,46)	25,55 (24,36 à 26,74)
Non	73,91 (72,55 à 75,27)	74,45 (73,26 à 75,64)
Milieu de vie
Urbain	82,37 (80,86 à 83,88)	85,14 (84,08 à 86,21)
Rural	17,63 (16,12 à 19,14)	14,86 (13,79 à 15,92)
Principale langue parlée
Anglais	76,21 (75,42 à 77,00)	97,38 (96,89 à 97,87)
Français	21,61 (20,95 à 22,28)	note de bas de page —note de bas de page E
Autre	2,18 (1,74 à 2,62)	note de bas de page —
État de santé autoévalué
Excellent	22,13 (21,13 à 23,13)	22,74 (21,60 à 23,88)
Très bon	38,18 (37,11 à 39,25)	37,77 (36,58 à 38,97)
Bon	29,19 (28,11 à 30,27)	27,13 (26,02 à 28,24)
Passable	8,22 (7,66 à 8,78)	9,00 (8,33 à 9,68)
Mauvais	2,28 (2,02 à 2,55)	3,35 (2,93 à 3,77)
Province
Colombie-Britannique	13,52 (13,40 à 13,63)	49,94 (49,94 à 49,94)
Alberta	10,81 (10,71 à 10,91)	42,91 (42,91 à 42,91)
Saskatchewan	2,88 (2,85 à 2,91)	s.o.
Manitoba	3,41 (3,38 à 3,45)	s.o.
Ontario	38,90 (38,72 à 39,08)	s.o.
Québec	23,58 (23,43 à 23,74)	s.o.
Nouveau-Brunswick	2,19 (2,17 à 2,22)	s.o.
Île-du-Prince-Édouard	0,43 (0,42 à 0,43)	1,55 (1,55 à 1,55)
Nouvelle-Écosse	2,76 (2,73 à 2,79)	s.o.
Terre-Neuve-et-Labrador	1,52 (1,50 à 1,54)	5,60 (5,60 à 5,60)
Abréviations : ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; IC,: intervalle de confiance; SM, santé mentale; s.o., sans objet. Note de bas de tableau a Répondants issus des 10 provinces, n = 22 486. Retour à la référence de la note de bas de page a Note de bas de tableau b Répondants de la Colombie-Britannique, l’Alberta, l’Île-du-Prince-Édouard et Terre-Neuve-et-Labrador; n = 15 189. Retour à la référence de la note de bas de page b Note de bas de tableau E La grande variabilité de l’échantillon ne permet pas la publication des données. Retour à la référence de la note de bas de page E Note de bas de tableau — Valeur supprimée en raison de la variabilité estimée de l’échantillon ci-dessus. Retour à la référence de la note de bas de page —

Statistique descriptive de l’Échelle de provisions sociales

Les scores moyens obtenus pour les items de la SPS au cours du cycle ESCC-SM 2012 variaient entre 3,45 et 3,70 (tableau 2). Aucune valeur relative à l’asymétrie ou à l’aplatissement n’a été supérieure à │3│ (données non illustrées). La corrélation de chaque item au total avec item supprimé variait entre 0,66 et 0,79. Nous avons observé un modèle semblable de moyennes et de corrélations de chaque item au total avec item supprimé dans les données annuelles de l’ESCC 2017.

Tableau 2. Statistique descriptive, corrélations item-total et saturation factorielle selon l’analyse factorielle exploratoire des items de l’échelle de provisions sociales à 10 items du cycle ESCC-SM 2012 et statistique descriptive et corrélations item-total de l’échelle de provisions sociales à 5 items du cycle ESCC 2017

Item	SPS-10 ESCC-SM 2012note de bas de page a					SPS-5 ESCC 2017note de bas de page b
	Moyenne	Erreur-type	% manquant	Corrélation item-total	Saturation de facteur	Moyenne	Erreur-type	Corrélation item-total
1 Il y a des personnes sur qui je peux compter pour m’aider en cas de réel besoin.	3,67	0,01	0,25	0,68	0,71	–	–	–
2 Il y a des personnes qui prennent plaisir aux mêmes activités sociales que moi.	3,54	0,01	0,72	0,69	0,70	–	–	–
3 J’ai des personnes proches de moi qui me procurent un sentiment de sécurité affective et de bien-être.	3,59	0,01	0,52	0,78	0,81	3,46	0,01	0,76
4 Il y a quelqu’un avec qui je pourrais discuter de décisions importantes qui concernent ma vie.	3,65	0,01	0,41	0,78	0,83	3,56	0,01	0,76
5 J’ai des relations où ma compétence et mon savoir-faire sont reconnus.	3,53	0,01	1,15	0,73	0,74	3,40	0,01	0,70
6 Il y a une personne fiable à qui je pourrais faire appel pour me conseiller si j’avais des problèmes.	3,66	0,01	0,40	0,79	0,83	–	–	–
7 J’ai l’impression de faire partie d’un groupe de personnes qui partagent mes attitudes et mes croyances.	3,45	0,01	0,77	0,71	0,73	3,34	0,01	0,67
8 Je ressens un lien affectif fort avec au moins une autre personne.	3,68	0,01	0,42	0,73	0,77	–	–	–
9 Il y a des gens qui admirent mes talents et habiletés.	3,49	0,01	1,90	0,66	0,66	–	–	–
10 Il y a des gens sur qui je peux compter en cas d’urgence.	3,70	0,01	0,36	0,77	0,80	3,59	0,01	0,71
SPS-10	36,04	0,05	3,32	–	–	–	–	–
SPS-5	17,93	0,03	1,80	–	–	17,37	0,03	–
Abréviations : ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; SM, santé mentale; SPS, échelle de provisions sociales; SPS-5, échelle de provisions sociales à 5 items; SPS-10, échelle de provisions sociales à 10 items; –, sans objet. Note de bas de tableau a Répondants issus des 10 provinces; n = 22 486. Retour à la référence de la note de bas de page a Note de bas de tableau b Répondants de la Colombie-Britannique, l’Alberta, l’Île-du-Prince-Édouard et Terre-Neuve-et-Labrador; n = 15 189. Retour à la référence de la note de bas de page b

Analyse factorielle exploratoire

Nous avons effectué une analyse exploratoire à partir des données du cycle ESCC-SM 2012. Nous avons sélectionné un seul facteur en utilisant le critère de valeur propre minimale de 1 et l’examen du graphique des valeurs propres (« scree plot ») est venu appuyer cette décision. Le résultat du test de sphéricité de Bartlett s’est avéré significatif (p < 0,001), indiquant que les données convenaient à l’analyse factorielle. Le tableau 2 illustre la saturation factorielle, supérieure à 0,45 dans tous les cas. Un seul facteur ayant été sélectionné, aucune rotation n’a été effectuée. La saturation des items a été examinée par paires, l’item dont la saturation s’avérait la plus élevée étant retenu. Dans un cas (les items 4 et 6), la saturation était la même. Nous avons alors retenu l’item 4, car son asymétrie et son aplatissement étaient inférieurs. Les items retenus finalement pour l’échelle à cinq items ont été les items 3, 4, 5, 7 et 10. Les items 1, 2, 6, 8 et 9 ont donc été abandonnés.

Analyse des corrélations et de la cohérence internes

Avec les données du cycle ESCC-SM 2012, l’alpha de Cronbach a été de 0,93 pour la SPS-10 et de 0,88 pour la SPS-5. Avec les données de l’ESCC 2017, l’alpha de Cronbach obtenu pour la SPS-5 a été également de 0,88. La diminution de moitié du nombre d’items a eu une légère incidence sur la cohérence interne de l’échelle, mais l’alpha de Cronbach est demeuré supérieur aux exigences minimales en la matière^{note de bas de page 41}. Les scores des échelles à 5 et à 10 items sont fortement corrélés (r = 0,97) si l’on utilise les ensembles de données des cycles ESCC-SM 2012 et ESCC 2017 (tableau 3). Les corrélations entre la SPS-5 et les mesures de la SMP sont très proches des valeurs obtenues au moyen de la SPS-10 (tableau 3). Par exemple, la corrélation entre le sentiment d’appartenance et tant la SPS-5 que la SPS-10 a été de r = 0,18 avec les données du cycle ESCC-SM 2012. La corrélation entre les échelles SPS-5 et SPS-10 et la satisfaction à l’égard de la vie ont été de respectivement r = 0,34 et r = 0,33. Il en est allé de même pour les hommes et les femmes. La SPS-10 a expliqué 8,1 % de la variance pour la détresse psychologique et 16,3 % pour la SMP (CSM-QA) lorsqu’on a effectué une régression linéaire, et la SPS-5 respectivement 8,7 % et 17,3 %.

Tableau 3. Corrélation des échelles de provisions sociales à 10 et à 5 items avec les concepts de santé mentale positive, ESCC-SM 2012^{note de bas de page a}, selon le sexe

Concept	% (IC à 95 %)
	SPS-5	SPS-10
Total
SPS-5	1	0,97 (0,97 à 0,97)
SPS-10	0,97 (0,97 à 0,97)	1
État de santé mentale autoévalué	0,30 (0,29 à 0,31)	0,29 (0,28 à 0,30)
Santé mentale positive	0,42 (0,40 à 0,43)	0,40 (0,39 à 0,42)
Satisfaction à l’égard de la vie	0,34 (0,32 à 0,35)	0,33 (0,32 à 0,34)
Sentiment d’appartenance	0,18 (0,17 à 0,20)	0,18 (0,17 à 0,19)
Détresse psychologique	−0,29 (−0,31 à −0,28)	−0,28 (−0,30 à −0,27)
Hommes
SPS-5	1	0,97 (0,97 à 0,97)
SPS-10	0,97 (0,97 à 0,97)	1
État de santé mentale autoévalué	0,32 (0,30 à 0,34)	0,31 (0,30 à 0,33)
Santé mentale positive	0,41 (0,39 à 0,42)	0,39 (0,38 à 0,41)
Satisfaction à l’égard de la vie	0,34 (0,33 à 0,36)	0,34 (0,32 à 0,36)
Sentiment d’appartenance	0,19 (0,17 à 0,20)	0,18 (0,16 à 0,19)
Détresse psychologique	−0,29 (−0,31 à −0,27)	−0,28 (−0,30 à −0,26)
Femmes
SPS-5	1	0,97 (0,97 à 0,98)
SPS-10	0,97 (0,97 à 0,98)	1
État de santé mentale autoévalué	0,29 (0,27 à 0,30)	0,28 (0,26 à 0,30)
Santé mentale positive	0,43 (0,41 à 0,44)	0,42 (0,40 à 0,43)
Satisfaction à l’égard de la vie	0,33 (0,31 à 0,35)	0,32 (0,31 à 0,34)
Sentiment d’appartenance	0,18 (0,16 à 0,20)	0,18 (0,16 à 0,20)
Détresse psychologique	−0,31 (−0,33 à −0,30)	−0,30 (−0,32 à −0,28)
Abréviations : ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; IC, intervalles de confiance; SM, santé mentale; SPS-5, échelle de provisions sociales à 5 items; SPS-10, échelle de provisions sociales à 10 items. Remarque : p < 0,001; intervalles de confiance calculés au moyen de la transformation de Fisher (z). Note de bas de tableau a Répondants issus des 10 provinces, n = 22 486. Retour à la référence de la note de bas de page a

Analyse factorielle confirmatoire

Nous avons effectué une analyse factorielle confirmatoire à partir des données du cycle ESCC 2017 visant à confirmer la possibilité d’adopter un modèle de provisions sociales unifactoriel, c’est-à-dire la SPS-5. À part un léger dépassement de la limite acceptable pour l’ETA (c.-à-d. supérieur à 0,06^{note de bas de page 40}), le modèle s’est avéré bien ajusté aux données et n’a pas connu de modifications. Toutes les saturations de facteurs étaient statistiquement significatives, importantes et interprétables. Les coefficients de saturation entièrement normalisés (écarts-types) ont été, pour les items 3, 4, 5, 7 et 10 respectivement, de 0,826 (0,003), 0,827 (0,003), 0,733 (0,004), 0,737 (0,004) et 0,754 (0,004). Les résidus normalisés des items ont tous été inférieurs à 1,96. Le modèle s’est avéré bien ajusté aux données pour les hommes et les femmes séparément, avec toujours un léger dépassement de la limite acceptable pour l’ETA (tableau 4).

Tableau 4. Résultats de l’analyse factorielle confirmatoire de la SPS-5, ESCC 2017^{note de bas de page a}, selon le sexe

Groupe	χ 2	dl	ETA (IC à 95 %)	REQMN	IAC	ITL
Total (n = 14 807)	403,8	5	0,073 (0,067 à 0,080)	0,015	0,989	0,978
Hommes (n = 6828)	219,3	5	0,079 (0,070 à 0,088)	0,017	0,987	0,974
Femmes (n = 7979)	185,5	5	0,067 (0,059 à 0,076)	0,014	0,991	0,982
Abréviations : dl, degrés de liberté; ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; ETA, erreur-type de l’approximation; IAC, indice d’ajustement comparatif; IC, intervalles de confiance; ITL, indice de Tucker et Lewis; REQMN, racine de l’erreur quadratique moyenne normalisée; SPS-5, échelle de provisions sociales à 5 items. Note de bas de tableau a Répondants de la Colombie-Britannique, l’Alberta, l’Île-du-Prince-Édouard et Terre-Neuve-et-Labrador, n = 15 189. Retour à la référence de la note de bas de page a

Estimation des moyennes et du pourcentage

Les scores moyens à la SPS-10 et à la SPS-5 ont été de respectivement 36,04 (intervalle de confiance [IC] à 95 % : 35,96 à 36,12) et de 17,93 (IC à 95 % : 17,88 à 19,97) avec les données du cycle ESCC-SM 2012 (tableau 2). On a observé un modèle similaire de moyennes par caractéristique sociodémographique pour la SPS-10 et pour la SPS-5 (tableau 5). Ainsi, les adultes de 18 à 34 ans présentaient des scores moyens plus élevés que les adultes de 65 ans et plus à la SPS-10 comme à la SPS‑5; les personnes sans diplôme d’études secondaires avaient des scores moyens inférieurs à ceux des personnes ayant entamé ou terminé des études postsecondaires et enfin les femmes présentaient des scores moyens plus élevés que les hommes. Une fois les scores des échelles convertis en scores z (écarts réduits), les différences de scores moyens entre la SPS-5 et la SPS-10 par groupe sociodémographique s’effaçaient (données non illustrées).

Tableau 5. Scores moyens et proportions de répondants bénéficiant d’un soutien social élevé selon les échelles de provisions sociales à 10 et à 5 items, ESCC-SM 2012^{note de bas de page a}, selon les caractéristiques sociodémographiques

Caractéristique	Moyenne (IC à 95 %)		% (IC à 95 %)
	SPS-10	SPS-5	Soutien élevé, SPS-10	Soutien élevé, SPS-5
Échantillon total	36,04 (35,96 à 36,12)	17,93 (17,88 à 17,97)	91,47 (90,83 à 92,11)	92,69 (92,08 à 93,30)
Sexe
Hommes	35,77 (35,65 à 35,89)	17,76 (17,70 à 17,83)	91,20 (90,29 à 92,10)	92,16 (91,22 à 93,10)
Femmes	36,30 (36,19 à 36,42)	18,09 (18,03 à 18,15)	91,73 (90,91 à 92,55)	93,20 (92,46 à 93,94)
Âge (ans)
18 à 34	36,72 (36,59 à 36,85)	18,29 (18,22 à 18,36)	94,37 (93,25 à 95,49)	95,30 (94,30 à 96,29)
35 à 49	36,01 (35,83 à 36,19)	17,92 (17,82 à 18,01)	91,64 (90,27 à 93,01)	92,39 (91,13 à 93,64)
50 à 64	35,80 (35,63 à 35,96)	17,79 (17,69 à 17,88)	90,91 (89,71 à 92,12)	92,06 (90,73 à 93,39)
65 et plus	35,36 (35,21 à 35,51)	17,58 (17,51 à 17,66)	87,54 (86,28 à 88,79)	90,00 (88,85 à 91,16)
État matrimonial
Célibataire/jamais marié	35,87 (35,71 à 36,03)	17,83 (17,75 à 17,92)	90,11 (88,77 à 91,44)	91,25 (89,99 à 92,51)
Veuf/divorcé/séparé	34,97 (34,76 à 35,17)	17,37 (17,26 à 17,48)	85,58 (83,87 à 87,29)	88,29 (86,79 à 89,78)
Marié/conjoint de fait	36,33 (36,22 à 36,44)	18,08 (18,03 à 18,14)	93,27 (92,51 à 94,03)	94,17 (93,40 à 94,95)
Plus haut niveau de scolarité
Études secondaires non terminées	34,81 (34,59 à 35,02)	17,30 (17,19 à 17,41)	84,46 (83,66 à 87,25)	87,90 (86,27 à 89,54)
Diplôme d’études secondaires	35,80 (35,61 à 35,99)	17,82 (17,72 à 17,92)	91,10 (89,57 à 92,63)	93,12 (91,88 à 94,37)
Études postsecondaires terminées ou non	36,36 (36,26 à 36,46)	18,09 (18,04 à 18,14)	93,14 (92,51 à 93,77)	93,85 (93,18 à 94,52)
Quintile de revenu du ménage
Q1 (quintile inférieur)	34,55 (34,34 à 34,76)	17,17 (17,05 à 17,28)	83,45 (81,65 à 85,25)	86,25 (84,65 à 87,86)
Q2	35,46 (35,27 à 35,64)	17,64 (17,54 à 17,74)	90,54 (89,18 à 91,89)	91,64 (90,36 à 92,91)
Q3	36,09 (35,92 à 36,27)	17,95 (17,86 à 18,04)	91,48 (89,86 à 93,09)	92,70 (91,30 à 94,25)
Q4	36,70 (36,54 à 36,86)	18,26 (18,17 à 18,34)	95,17 (94,16 à 96,18)	95,97 (95,21 à 96,73)
Q5 (quintile supérieur)	37,27 (37,11 à 37,42)	18,57 (18,48 à 18,65)	96,36 (95,63 à 97,10)	96,52 (95,18 à 97,86)
Immigrant
Oui	35,24 (35,04 à 35,45)	17,55 (17,44 à 17,66)	89,35 (87,79 à 90,91)	90,90 (89,48 à 92,32)
Non	36,32 (36,23 à 36,41)	18,06 (18,01 à 18,11)	92,31 (91,68 à 92,94)	93,37 (92,75 à 93,99)
Milieu de vie
Urbain	36,01 (35,91 à 36,10)	17,91 (17,86 à 17,96)	91,16 (90,43 à 91,89)	92,39 (91,73 à 93,06)
Rural	36,21 (36,02 à 36,40)	18,02 (17,92 à 18,12)	92,91 (91,56 à 94,26)	94,06 (92,46 à 95,66)
Principale langue parlée
Anglais	35,97 (35,87 à 36,06)	17,88 (17,83 à 17,93)	91,30 (90,54 à 92,05)	92,52 (91,67 à 93,27)
Français	36,57 (36,39 à 36,75)	18,24 (18,15 à 18,34)	93,12 (91,98 à 94,25)	94,10 (93,17 à 95,04)
Autre	33,40 (32,61 à 34,19)	16,62 (16,21 à 17,03)	83,11 (79,95 à 89,17)	85,12 (79,51 à 90,74)
Abréviations : ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes; IC, intervalles de confiance; SM, santé mentale; SPS-5, échelle de provisions sociales à 5 items; SPS-10, échelle de provisions sociales à 10 items. Note de bas de tableau a Répondants issus des 10 provinces, n = 22 486. Retour à la référence de la note de bas de page a

Un score minimal de 30 à la SPS-10 indiquant un degré élevé de soutien social^{note de bas de page 30}, nous avons établi un seuil correspondant de 15 pour la SPS-5. Compte tenu de ces seuils de la SPS-10 et de la SPS-5, les données du cycle ESCC-SM 2012, représentatives des Canadiens de dix provinces, ont produit un pourcentage de soutien social élevé de 91,5 % (IC à 95 % : 90,8 à 92,1) selon la SPS-10 et de 92,7 % (IC à 95 % : 92,1 à 93,3) selon la SPS-5 (tableau 5). La proximité de résultats entre les deux échelles a été la même lors de l’examen du pourcentage de soutien social élevé par groupe sociodémographique, la SPS-5 fournissant cependant un pourcentage légèrement supérieur de soutien social « élevé » dans la plupart des groupes : 97 % des participants entraient dans cette catégorie avec la SPS-10 comme avec la SPS-5, mais 2 % de répondants classés comme ayant un soutien social élevé avec la SPS-5 ne l’étaient pas avec la SPS-10.

Analyse

Cet article expose le processus employé pour la création et la validation d’une version réduite de la SPS-10, dans le but de diminuer la durée d’administration des enquêtes. Nous avons utilisé l’analyse factorielle exploratoire pour définir les items les mieux saturés de chaque paire, puis nous avons créé une Échelle de provisions sociales réduite à cinq items (SPS-5). Celle-ci présente une cohérence interne élevée selon l’alpha de Cronbach et une très grande corrélation avec la SPS-10. En fait, la corrélation entre la SPS-5 et la SPS-10 dépasse même la corrélation entre la SPS-10 et la SPS-24 rapportée par Caron, qui s’établit à r = 0,93^{note de bas de page 4}. Le modèle des relations entre la SPS et les construits de SMP tels que la satisfaction à l’égard de la vie, le sentiment d’appartenance et la santé mentale perçue est demeuré à peu près le même au passage de la SPS-10 à la SPS-5, ce qui vient confirmer la validité critérielle. La SPS-5 et la SPS-10 sont à l’origine d’environ le même pourcentage de variance dans les scores de détresse psychologique et de SMP. En outre, la SPS-5 a produit une moins grande proportion de données manquantes (6,9 %) que la SPS-10 (8,3 %), ce qui pourrait accroître légèrement le volume des échantillons pouvant être analysés. Selon l’analyse factorielle confirmatoire, le modèle de provisions sociales à un seul facteur, c’est-à-dire la SPS-5, est bien ajusté aux données, ce qui vient appuyer sa validité factorielle, confirmée aussi par l’examen des données pour les hommes et pour les femmes séparément. Bien que les résultats de soutien social élevé par caractéristique sociodémographique se soient maintenus avec le nouvel instrument de mesure, il convient de noter que le pourcentage de soutien social élevé est légèrement supérieur avec la SPS-5 qu’avec la SPS-10. Toutefois, le seuil de désignation du soutien social comme « élevé » n’est fondé ni sur un critère externe ni sur une valeur normative^{note de bas de page 30}. Malgré l’utilité des pourcentages rapportés de soutien social élevé dans la comparaison entre populations, des recherches approfondies visant l’établissement de seuils plus significatifs seraient utiles.

Forces et limites

Étant donné que nous avons réduit la SPS-10 à 5 items, un seul item par concept est mesuré. Auparavant, les chercheurs pouvaient utiliser la somme de deux items pour chacun des cinq concepts évalués au moyen de la SPS-10. Avec l’utilisation de la SPS-5, on obtient uniquement un score synthétique des provisions sociales, et la validité de contenu peut s’en trouver réduite. Notre étude ne fournit pas d’aide à l’utilisation des items uniques pour mesurer des construits particuliers qui, ensemble, forment le construit global des provisions sociales de la SPS-5. De plus, la SPS-10 que nous avons modifiée rassemble exclusivement des items formulés de façon positive, ce qui peut entraîner un automatisme dans les réponses et des liens artificiels^{note de bas de page 42}. Il nous a été impossible d’effectuer des analyses de validité simultanée au moyen d’un autre instrument de mesure du soutien social, aucun autre instrument de mesure du soutien social n’ayant été mis en œuvre en même temps que la SPS dans les ensembles de données que nous avons analysés. Pour garantir le maintien de la validité simultanée dans l’utilisation de la SPS-5, dans des recherches futures, un examen de la relation entre un autre instrument de mesure du soutien social (tel que l’échelle de soutien social de l’Étude des issues médicales) et les échelles SPS-10 et SPS-5 serait souhaitable.

Les éléments de comparaison utilisés pour étayer la validité des construits ont été eux aussi mesurés au moyen d’enquêtes fondées sur l’autodéclaration. Ainsi, l’association de ces éléments et des échelles SPS-10 et SPS-5 pourrait refléter la variance partagée par ces méthodes et le même biais de déclaration. L’inclusion d’instruments de mesure supplémentaires permettant l’exploration approfondie de la validité de convergence et de la validité discriminante renforcerait les données probantes à l’appui de l’utilisation de la SPS-5 comme instrument de mesure des provisions sociales.

Les données du cycle ESCC 2017 ont servi à la confirmation du choix des items à inclure dans la SPS-5. Les données de 2017 que nous avons utilisées ne portaient que sur les résidents de quatre provinces, ce qui réduit la puissance de généralisation de cette étape de confirmation. Les données que nous avons utilisées étant transversales, il nous a été impossible d’évaluer une quelconque stabilité temporelle. Nous avons employé l’alpha de Cronbach pour définir la cohérence interne, car cet indice statistique est largement documenté et admis dans la littérature. Bien qu’il soit fondé sur la théorie classique des tests, qui a ses limites, celle-ci est toujours considérée comme appropriée et acceptable dans un large éventail d’applications^{note de bas de page 43}. Les recherches futures pourraient appliquer à la SPS diverses approches de la théorie de réponse à l’item afin d’évaluer de manière approfondie le fonctionnement de chaque item.

Conclusion

La SPS réduite à 5 items conserve de bonnes propriétés psychométriques, et sa validité critérielle est confirmée. Le modèle unifactoriel est bien ajusté aux données d’après l’analyse factorielle confirmatoire. La diminution de moitié du nombre d’items que compte la SPS-10 allégera le fardeau des participants aux enquêtes, objectif qu’il est particulièrement important d’atteindre dans la mesure où le nombre de thèmes que les enquêtes sur la santé de la population doivent aborder continue d’augmenter.

L’étude abordée dans cet article confirme le choix de la SPS-5 comme indicateur valide du soutien social dans les enquêtes sur la santé de la population lorsque le contenu doit être limité.

Remerciements

Merci à Xiaohong Jiang pour son aide dans la préparation des tableaux, ainsi qu’aux rédacteurs scientifiques adjoints de la revue Promotion de la santé et prévention des maladies chroniques au Canada pour leurs commentaires constructifs au sujet du manuscrit.

Conflits d’intérêts

Les auteurs déclarent n’avoir aucun conflit d’intérêts.

Contributions des auteurs et avis

HO a conçu le projet. HO et KY ont effectué l’analyse des données et rédigé l’article. JL a participé à l’interprétation des données et à la révision critique de l’article.

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

Références

• Page précedente
• Table des matières
• Page suivante