Recherche quantitative originale – Obstacles en matière de soins de santé et santé mentale perçue chez les adultes au Canada pendant la pandémie de COVID-19 : étude transversale fondée sur la population

Résumé

Introduction. La santé mentale perçue des personnes au Canada ayant rencontré des obstacles en matière de soins de santé pendant la pandémie de COVID-19 est sous-explorée.

Méthodologie. Nous avons analysé les données collectées entre mars et juin 2021 sur les adultes ayant déclaré avoir eu besoin de services de santé au cours des 12 derniers mois dans le cadre de l’Enquête sur l’accès aux soins de santé et aux produits pharmaceutiques pendant la pandémie. Des analyses de régression logistique non ajustées et ajustées ont été menées pour explorer les associations entre les obstacles en matière de soins de santé (problèmes liés à la prise de rendez-vous, report de la communication avec un professionnel de la santé) et un niveau élevé de santé mentale autoévaluée ainsi que la perception d’une détérioration de la santé mentale par rapport à la période précédant la pandémie, de façon globale et avec stratification en fonction du sexe, du groupe d’âge, du nombre de problèmes de santé chroniques et du tertile de revenu du ménage.

Résultats. Les personnes ayant subi des changements de rendez-vous en raison de la pandémie ou dont le rendez-vous n’avait pas encore été fixé étaient moins susceptibles d’avoir un niveau élevé de santé mentale autoévaluée (RCa = 0,81 et 0,64 respectivement) et plus susceptibles de percevoir une détérioration de leur santé mentale (RCa = 1,50 et 1,94 respectivement) que les personnes sans problème lié aux rendez-vous. Les personnes ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé en raison de la pandémie (par exemple parce qu’elles craignaient d’être infectées) ou pour d’autres raisons étaient moins susceptibles d’avoir un niveau élevé de santé mentale autoévaluée (RCa = 0,52 et 0,45 respectivement) et plus susceptibles de percevoir une détérioration de leur santé mentale (RCa = 2,31 et 2,43 respectivement) que les personnes qui n’avaient pas tardé à communiquer avec un professionnel de la santé. Le report de la communication avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie était associé à une perception moins favorable de la santé mentale dans tous les sous-groupes, tandis que l’association entre la santé mentale perçue et les changements de rendez-vous liés à la pandémie était importante dans certains groupes seulement.

Conclusion. Les obstacles en matière de soins de santé pendant la pandémie ont été associés à une perception moins favorable de la santé mentale. Ces résultats pourraient orienter l’affectation des ressources en soins de santé et les messages de santé publique.

Mots-clés : accès aux soins de santé, accès aux services de santé, comportement en matière de recherche de soins de santé, utilisation des soins de santé, santé mentale, pandémie de COVID-19, adultes, Canada

Introduction

La pandémie de COVID-19 a eu des effets généralisés sur la santé mentale de la population^{Note de bas de page 1Note de bas de page 2Note de bas de page 3}. La santé mentale est un terme générique qui englobe une variété d’indicateurs cliniques et subjectifs (perçus). Elle peut désigner à la fois la santé mentale positive (définie comme un état de bien-être qui nous permet « de ressentir, de penser et d’agir de manière à améliorer [notre] aptitude à jouir de la vie et à relever les défis auxquels nous sommes confrontés »^{Note de bas de page 4,p. 1}) et la maladie mentale^{Note de bas de page 5}. Des études ont révélé que la prévalence des résultats positifs en matière de santé mentale (comme un niveau élevé de santé mentale autoévaluée) a diminué et que la prévalence des résultats négatifs en matière de santé mentale (comme des idées suicidaires récentes) a augmenté au Canada lors de la pandémie, comparativement à 2019^{Note de bas de page 1Note de bas de page 2Note de bas de page 3}. Bien que de nombreux facteurs de stress liés à la pandémie aient pu avoir eu une influence sur ces tendances, l’objectif de notre étude était de comprendre le lien entre les obstacles en matière de soins de santé pendant la première année de la pandémie et les perceptions de la santé mentale.

Avant le début de la pandémie, les limites liées à la disponibilité des services de santé, comme les longs temps d’attente et les difficultés à obtenir des rendez-vous, figuraient parmi les défis les plus courants en matière d’accessibilité aux soins de santé au Canada^{Note de bas de page 6Note de bas de page 7Note de bas de page 8}. Selon l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2013, 29 % des personnes de 15 ans ou plus ayant reçu des soins de santé au cours de la dernière année ont déclaré avoir eu de la difficulté à accéder à ces services^{Note de bas de page 7}.

La réponse à la pandémie a compliqué davantage les contraintes en matière de ressources, et les stratégies d’affectation des ressources ont accordé la priorité aux traitements urgents^{Note de bas de page 9}. D’autres mesures de précaution en matière de santé publique, comme la distanciation physique, une désinfection accrue entre les rendez-vous avec les patients et les tests de dépistage de la COVID-19 avant les rendez-vous^{Note de bas de page 10}, ont également réduit la capacité du système de santé. Selon les résultats préliminaires de l’Enquête sur l’accès aux soins de santé et aux produits pharmaceutiques pendant la pandémie (EASSPPP), 49 % des adultes des provinces canadiennes ayant déclaré avoir eu besoin de soins de santé physique ou mentale au cours de la première année de la pandémie ont éprouvé des difficultés à y accéder^{Note de bas de page 11}. Plus précisément, 28 % ont eu au moins un rendez-vous de soins de santé annulé, reporté ou retardé en raison de la pandémie, et 9 % ont été dans l’impossibilité de fixer au moins un rendez-vous^{Note de bas de page 11}.

Outre les problèmes liés à la disponibilité des services, 30 % ont repoussé la prise de contact avec un professionnel de la santé par crainte d’être exposés à la COVID-19 ou par crainte de surcharger le système de santé, pour ne nommer que deux des raisons fréquemment évoquées pour ce délai^{Note de bas de page 11}.

Selon le Cadre de qualité de vie pour le Canada, les obstacles en matière de soins de santé nuisent au bien-être de la population : le Cadre présente de multiples indicateurs liés à un accès en temps opportun aux soins de santé et liés à des besoins non comblés^{Note de bas de page 12}. En fait, selon les résultats de données collectées en 1998-1999, la détresse psychologique chez les adultes au Canada est associée à des besoins non comblés en matière de soins de santé qui sont dus à des obstacles sur le plan de la disponibilité, de l’accessibilité et de l’acceptabilité des soins de santé^{Note de bas de page 6}. Selon une étude fondée sur les données de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes : santé mentale et bien-être de 2002, les obstacles perçus en matière d’accès à des services de santé mentale sont associés à une capacité d’adaptation et à un bien-être psychologique autodéclarés plus faibles chez les personnes de 15 ans ou plus ayant récemment éprouvé un trouble de la santé mentale^{Note de bas de page 13}.

Des enquêtes menées pendant la pandémie dans plusieurs pays laissent entendre qu’il y aurait une association entre la difficulté à accéder à des soins de santé et une mauvaise santé mentale (symptômes de maladie mentale, comme l’anxiété et la dépression) chez les personnes ayant des problèmes de santé (c’est-à-dire les personnes présentant un risque élevé de maladie grave due à la COVID-19 et les personnes atteintes d’épilepsie)^{Note de bas de page 14Note de bas de page 15}. De plus, les données de juin 2020 montrent que les adultes américains ayant fait état de symptômes de dépression et d’anxiété avaient davantage de besoins non comblés en matière de soins de santé en raison de la pandémie^{Note de bas de page 16}. Cependant, une étude menée auprès d’adultes âgés aux Pays-Bas a révélé qu’il n’y avait pas d’association statistiquement significative entre les symptômes de dépression ou d’anxiété et les rendez-vous annulés par les services de santé^{Note de bas de page 17}.

Des études ont également exploré la relation entre les indicateurs d’une santé mentale négative et l’évitement des soins de santé ou le fait de tarder à obtenir des soins de santé pendant la pandémie. Par exemple, une étude menée auprès d’adultes américains a révélé qu’il y avait également une association entre les symptômes de dépression et d’anxiété et le fait de repousser la recherche de soins médicaux en raison de la pandémie^{Note de bas de page 16}. De plus, des études menées auprès d’adultes néerlandais âgés ont révélé que les personnes ayant fait état de symptômes de dépression ou d’anxiété étaient davantage susceptibles de repousser la recherche de soins de santé^{Note de bas de page 17Note de bas de page 18}.

Prises ensemble, ces constatations conduisent à envisager l’existence d’une association entre obstacles en matière de soins de santé et indicateurs d’une santé mentale négative pendant la pandémie^{Note de bas de page 14Note de bas de page 15Note de bas de page 17Note de bas de page 18}, en particulier chez les sous-groupes de population ayant des besoins plus importants en matière de soins de santé (personnes présentant un risque élevé de maladie grave due à la COVID-19, aînés, personnes atteintes d’épilepsie, etc.)^{Note de bas de page 19Note de bas de page 20}. Cependant, plusieurs lacunes demeurent dans notre compréhension des associations entre les obstacles en matière de soins de santé et la santé mentale chez les Canadiens pendant la pandémie. Dans certaines études, on a utilisé des mesures agrégées des obstacles en matière de soins de santé^{Note de bas de page 16Note de bas de page 21}, mais l’analyse du type précis d’obstacles en matière de soins de santé permettrait d’obtenir des résultats plus faciles à mettre en œuvre par les décideurs. De plus, la recherche dont on dispose est axée sur les indicateurs d’une santé mentale négative, or l’analyse de la santé mentale positive et d’autres indicateurs perçus de santé mentale (à l’échelle du pays et des sous-groupes sociodémographiques) permettrait de mieux comprendre la santé mentale des Canadiens pendant la pandémie. Enfin, la plupart des études ont porté sur les obstacles en matière de soins de santé relativement tôt durant la pandémie et pendant une période relativement courte^{Note de bas de page 14Note de bas de page 15Note de bas de page 16Note de bas de page 18}. Par conséquent, ces études ont peut-être relevé un moins grand nombre de problèmes liés à l’accessibilité aux soins de santé, et certaines associations potentielles avec la santé mentale sur une période plus longue sont peut-être demeurées inaperçues.

Dans cette étude, nous tentons de combler ces lacunes en utilisant les données de l’EASSPPP pour caractériser la santé mentale perçue (soit la santé mentale autoévaluée, et la perception d’une détérioration de la santé mentale par rapport à la période précédant la pandémie) chez les adultes au Canada qui ont été confrontés à divers obstacles en matière de soins de santé (problèmes liés à la prise de rendez-vous, report de la communication avec un professionnel de la santé, etc.) pendant la première année de la pandémie. Compte tenu des différences en matière de santé mentale, d’accessibilité aux soins de santé et de besoins en matière de soins de santé attribuables aux facteurs sociodémographiques^{Note de bas de page 6Note de bas de page 7Note de bas de page 19Note de bas de page 20Note de bas de page 22}, nous avons également analysé les sous-groupes de population susceptibles d’être particulièrement touchés par les obstacles en matière de soins de santé. Ainsi, dans notre étude, nous avons analysé : 1) l’association entre les problèmes liés à la prise de rendez-vous et la santé mentale perçue; 2) l’association entre le fait de repousser la communication avec un professionnel de la santé et la santé mentale perçue et 3) d’éventuelles différences en ce qui concerne ces associations selon différents groupes sociodémographiques, incluant le genre, le groupe d’âge, l’état de santé chronique et le niveau de revenu du ménage.

Méthodologie

Source des données

Nous avons utilisé des données transversales de l’EASSPPP, recueillies de mars à juin 2021, avec une population cible de personnes de 18 ans ou plus vivant dans les provinces canadiennes^{Note de bas de page 23}. Le sondage excluait les populations vivant en établissement et les personnes vivant dans des réserves ou d’autres établissements autochtones. L’EASSPPP a été menée avec un échantillon principal et un suréchantillon d’Autochtones. Dans ces deux cas, un échantillon aléatoire simple de logements a été sélectionné dans chaque province, puis un adulte a été sélectionné dans chaque logement. Le Fichier de l’univers des logements a été utilisé comme cadre d’échantillonnage pour l’échantillon principal, tandis qu’une liste de personnes s’étant auto-identifiées comme Autochtones dans le Recensement de 2016 a été utilisée pour le suréchantillon. Le taux de réponse était de 46,2 %, et la taille de l’échantillon était de 25 268 personnes^{Note de bas de page 23}. Parmi ces répondants, 20 620 ont accepté de partager leurs données avec l’Agence de la santé publique du Canada (ASPC). Les répondants ont rempli un questionnaire en ligne ou ont répondu à des questions dans le cadre d’une entrevue téléphonique assistée par ordinateur.

Étant donné que cette étude est fondée sur des données secondaires agrégées et dépersonnalisées partagées avec l’ASPC aux termes de la Loi sur la statistique du gouvernement fédéral, aucune approbation éthique n’était nécessaire.

Critères d’admissibilité

Nous avons limité les analyses aux personnes ayant déclaré avoir eu besoin d’au moins un service de santé physique ou mentale au cours des 12 derniers mois (n = 17 335). Nous avons éliminé les entretiens par procuration afin de nous assurer que les indicateurs de santé mentale perçue étaient autodéclarés, ce qui nous a permis d’obtenir un échantillon de 17 199 personnes.

Mesures

Niveau élevé de santé mentale autoévaluée

La santé mentale autoévaluée a été mesurée à l’aide de la question « En général, comment décririez-vous votre santé mentale? » Les répondants avaient le choix entre les réponses « excellente », « très bonne », « bonne », « passable » et « mauvaise ». Ceux ayant répondu « excellente » ou « très bonne » ont été considérés comme ayant un niveau élevé de santé mentale autoévaluée^{Note de bas de page 24Note de bas de page 25}.

Perception d’une détérioration de la santé mentale

La perception d’une détérioration de la santé mentale a été évaluée à l’aide de la question suivante : « Comment évaluez-vous votre santé mentale maintenant, comparée à avant le début de la pandémie? » Les répondants avaient le choix entre les réponses « bien meilleure maintenant », « un peu meilleure maintenant », « à peu près la même », « un peu moins bonne maintenant » et « bien moins bonne maintenant ». Les personnes ayant répondu « un peu moins bonne maintenant » ou « bien moins bonne maintenant » ont été considérées comme ayant perçu une détérioration de leur santé mentale^{Note de bas de page 26Note de bas de page 27}.

Problèmes liés à la prise de rendez-vous

On a demandé aux répondants : « Avez-vous éprouvé l’un des problèmes suivants par rapport à vos rendez-vous? » Les choix de réponse étaient : « Un ou plusieurs de vos rendez-vous ont été annulés, reportés ou retardés en raison de la pandémie de COVID-19 », « Un ou plusieurs de vos rendez-vous ont été annulés, reportés ou retardés pour d’autres raisons », « Un ou plusieurs de vos rendez-vous n’ont pas encore été fixés », « Vous n’avez rencontré aucun problème avec la planification de vos rendez-vous. » Les répondants pouvaient sélectionner plus d’un type de problème concernant la prise de rendez-vous.

Pour les analyses globales, nous avons classé les répondants dans l’un des quatre groupes suivants : 1) aucun problème avec la planification des rendez-vous (groupe de référence); 2) au moins un changement de rendez-vous lié à la pandémie (groupe « changements de rendez-vous liés à la pandémie »); 3) au moins un changement de rendez-vous sans lien avec la pandémie (groupe « changements de rendez-vous non liés à la pandémie ») et 4) au moins un rendez-vous non encore fixé, mais aucun changement de rendez-vous (groupe « rendez-vous non encore fixé »).

Dans les analyses stratifiées, nous n’avons pris en compte que les personnes ayant subi un changement de rendez-vous lié à la pandémie et les personnes n’ayant pas eu de problème concernant la prise de rendez-vous et nous avons exclu les autres groupes car la taille de l’échantillon était insuffisante.

Report de la communication avec un professionnel de la santé

On a demandé aux répondants : « Au cours des 12 derniers mois, avez-vous tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour un problème de santé physique, émotive ou mentale pour l’une ou l’autre des raisons suivantes? » Les choix de réponse étaient : « crainte d’être exposé à la COVID-19 dans l’établissement de soins de santé », « crainte d’être exposé à la COVID-19 en dehors de l’établissement de soins de santé », « crainte de surcharger le système de santé », « autre » et « Vous n’avez pas tardé à communiquer avec un professionnel de la santé ». Les répondants pouvaient sélectionner diverses raisons pour avoir tardé à communiquer avec un professionnel de la santé.

Pour les analyses globales, nous avons classé les répondants dans l’un des trois groupes suivants : 1) répondants n’ayant pas tardé à communiquer avec un professionnel de la santé (groupe de référence); 2) répondants ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé au moins en partie en raison de la pandémie et 3) répondants ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé uniquement pour d’autres raisons. Dans les analyses stratifiées, nous n’avons pas tenu compte du groupe de répondants qui avaient tardé à communiquer avec un professionnel de la santé uniquement pour d’autres raisons, car la taille de l’échantillon était insuffisante.

Covariables

Plusieurs variables sont susceptibles de fausser la relation entre les obstacles en matière de soins de santé et la santé mentale perçue^{Note de bas de page 3Note de bas de page 6Note de bas de page 7Note de bas de page 11Note de bas de page 19Note de bas de page 20Note de bas de page 22Note de bas de page 28Note de bas de page 29Note de bas de page 30Note de bas de page 31Note de bas de page 32}. Nous avons ajusté statistiquement pour le sexe (homme ou femme; la catégorie des personnes ayant un autre sexe a été exclue car la taille d’échantillon était insuffisante), l’âge (variable continue), l’origine ethnique (Blanc, Autochtone, membre d’un groupe dit racisé non autochtone), le statut vis-à-vis de l’immigration (né au Canada, né à l’étranger), le nombre de maladies chroniques diagnostiquées (0, 1 ou 2 et plus parmi les 16 maladies énumérées dans le questionnaire de l’EASSPPP incluant la catégorie « autre »^{Note de bas de page 33}), le tertile de revenu du ménage (faible [< 60 000 $], moyen [60 000 à 110 000 $], élevé [≥ 110 000 $], calculé à partir de l’estimation par les répondants du revenu total de leur ménage avant impôts au cours de l’année précédente^{Note de bas de page 33}) et la situation géographique (Colombie-Britannique, provinces des Prairies [Alberta, Saskatchewan et Manitoba], Ontario, Québec, provinces de l’Atlantique [Nouveau-Brunswick, Île-du-Prince-Édouard, Nouvelle-Écosse, Terre-Neuve-et-Labrador]).   

Analyses

Toutes les analyses ont été réalisées à l’aide du logiciel SAS Enterprise Guide, version 7.1 (SAS Institute, Cary, Caroline du Nord, États-Unis). Pour tenir compte du plan d’enquête et nous assurer que les résultats étaient représentatifs de la population cible, nous avons utilisé des poids d’échantillonnage. Nous avons estimé les intervalles de confiance à 95 %, les erreurs-types et les coefficients de variation à l’aide de poids « bootstrap ». Statistique Canada a fourni les poids d’échantillonnage et les poids « bootstrap ».

Nous avons effectué le calcul de la prévalence globale des différentes catégories de problèmes liés à la prise de rendez-vous, du report de la communication avec un professionnel de la santé, du niveau élevé de santé mentale autoévaluée, de la détérioration perçue de la santé mentale et des covariables. Nous avons également calculé la prévalence d’un niveau élevé de santé mentale autoévaluée, de la perception d’une détérioration de la santé mentale, des catégories de problèmes liés à la prise de rendez-vous et du report de la communication avec un professionnel de la santé en fonction du sexe, du groupe d’âge (jeunes adultes [18 à 34 ans], adultes d’âge moyen [35 à 64 ans] et aînés [65 ans ou plus]), du nombre de problèmes de santé chroniques et du tertile de revenu du ménage. Nous avons également calculé la prévalence d’un niveau élevé de santé mentale autoévaluée et de la perception d’une détérioration de la santé mentale pour chaque catégorie de problèmes liés à la prise de rendez-vous et pour les cas de report de la communication avec un professionnel de la santé, de façon globale et avec une stratification par groupe sociodémographique. Nous avons considéré qu’il y avait une différence statistiquement significative entre les estimations de prévalence lorsque les intervalles de confiance ne se chevauchaient pas.

Nous avons créé des modèles de régression logistique non ajustés et ajustés pour analyser les associations entre : 1) les problèmes liés à la prise de rendez-vous et un niveau élevé de santé mentale autoévaluée; 2) les problèmes liés à la prise de rendez-vous et la perception d’une détérioration de la santé mentale; 3) le report de la communication avec un professionnel de la santé et un niveau élevé de santé mentale autoévaluée et 4) le report de la communication avec un professionnel de la santé et la perception d’une détérioration de la santé mentale. Chaque modèle non ajusté ne comprenait que la variable explicative d’intérêt principale, tandis que les modèles ajustés comprenaient la variable explicative principale et les covariables. Pour analyser ces associations au sein des sous-groupes de population, nous avons également stratifié les analyses de régression logistique non ajustées et ajustées selon le sexe, le groupe d’âge, le nombre de problèmes de santé chroniques et le tertile de revenu du ménage. Nous avons considéré comme statistiquement significatifs les rapports de cotes associés à un intervalle de confiance à 95 % n’incluant pas 1,00. En comparant les rapports de cotes entre les modèles de régression stratifiés, nous avons estimé qu’il y avait une différence statistiquement significative lorsque les intervalles de confiance ne se chevauchaient pas. Les analyses de régression globale et stratifiées (et les estimations de prévalence correspondantes) ont été limitées aux cas complets pour les variables pertinentes. Chaque paire de modèles de régression non ajusté et ajusté repose sur les mêmes répondants.

Résultats

Statistiques descriptives

Le tableau 1 présente la répartition des caractéristiques sociodémographiques au sein de la population à l’étude.

Tableau 1. Caractéristiques sociodémographiques des personnes ayant déclaré avoir eu besoin de services de santé au cours des 12 derniers mois, mars 2021 à juin 2021, Canada

Variable sociodémographique	% (IC à 95 %)
Sexe (n = 17 137)
Homme	46,6 (45,8 à 47,4)
Femme	53,4 (52,6 à 54,2)
Groupe d’âge (n = 17 199)
Jeunes adultes (18 à 34 ans)	26,3 (25,4 à 27,1)
Adultes d’âge moyen (35 à 64 ans)	50,0 (49,2 à 50,8)
Aînés (65 ans ou plus)	23,7 (23,2 à 24,2)
Origine ethnique (n = 17 040)
Blanc	72,9 (71,6 à 74,3)
Autochtone	3,3 (3,2 à 3,3)
Membre d’un groupe dit racisé non autochtone	23,8 (22,4 à 25,2)
Statut vis-à-vis de l’immigration (n = 17 187)
Né au Canada	72,3 (71,0 à 73,6)
Né à l’extérieur du Canada	27,7 (26,4 à 29,0)
Nombre de problèmes de santé chroniques (n = 16 786)
0	47,3 (45,8 à 48,7)
1	29,4 (28,0 à 30,7)
≥ 2	23,4 (22,3 à 24,4)
Tertile de revenu du ménage (n = 15 553)
Faible (< 60 000 $)	33,2 (31,8 à 34,6)
Moyen (≥ 60 000 $ et < 110 000 $)	32,9 (31,6 à 34,3)
Élevé (≥ 110 000 $)	33,8 (32,4 à 35,2)
Situation géographique (n = 17 199)
Provinces de l’AtlantiqueNote de bas de page a	6,8 (6,6 à 7,0)
Colombie-Britannique	14,2 (13,8 à 14,7)
Ontario	38,6 (37,8 à 39,4)
Provinces des PrairiesNote de bas de page b	18,0 (17,6 à 18,5)
Québec	22,4 (21,8 à 22,9)

La prévalence globale et stratifiée des obstacles en matière de soins de santé et des indicateurs de la santé mentale perçue est présentée dans le tableau 2. Dans l’ensemble, 42,9 % (IC à 95 % : 41,5 à 44,3) des adultes ayant déclaré avoir eu besoin de services de santé au cours des 12 derniers mois avaient un niveau élevé de santé mentale autoévaluée, la proportion étant plus faible chez les femmes (39,3 %; IC à 95 % : 37,6 à 41,1) que chez les hommes (47,2 %; IC à 95 % : 44,9 à 49,5) et chez les adultes ayant un (39,1 %; IC à 95 % : 36,6 à 41,7) ou de multiples (34,6 %; IC à 95 % : 32,2 à 37,0) problèmes de santé chroniques par rapport à ceux n’en ayant aucun (49,4 %; IC à 95 % : 47,1 à 51,8). La prévalence d’un niveau élevé de santé mentale autoévaluée était la plus élevée chez les aînés (52,2 %; IC à 95 % : 50,0 à 54,5) et la plus faible chez les jeunes adultes (34,5 %; IC à 95 % : 31,1 à 37,8).

De plus, 37,7 % (IC à 95 % 36,3 à 39,1) des adultes ayant déclaré avoir eu besoin de services de santé ont également dit avoir perçu une détérioration de leur santé mentale, la proportion étant plus élevée chez les femmes (41,3 %; IC à 95 % : 39,5 à 43,1) que chez les hommes (33,5 %; IC à 95 % : 31,4 à 35,6) et chez les membres d’un ménage à revenu élevé (43,1 %; IC à 95 % : 40,5 à 45,8) par rapport aux membres d’un ménage à revenu faible (36,2 %; IC à 95 % : 33,7 à 38,7) ou moyen (36,2 %; IC à 95 % : 33,6 à 38,7). La prévalence de la perception d’une détérioration de la santé mentale était la plus élevée chez les jeunes adultes (53,8 %; IC à 95 % : 50,4 à 57,2) et la plus faible chez les aînés (21,4 %; IC à 95 % : 19,5 à 23,3). De plus, 27,9 % (IC à 95 % : 26,6 à 29,2) des répondants avaient subi au moins un changement de rendez-vous lié à la pandémie, la proportion étant plus élevée chez les femmes (29,7 %; IC à 95 % : 28,0 à 31,4) que chez les hommes (25,9 %; IC à 95 % : 23,9 à 27,8) et chez les personnes ayant un (29,3 %; IC à 95 % : 26,8 à 31,8) ou de multiples (34,3 %; 31,8 à 36,9) problèmes de santé chroniques par rapport à celles n’en ayant aucun (23,8 %; IC à 95 % : 21,9 à 25,7).

Dans l’ensemble, 25,3 % (IC à 95 % : 24,0 à 26,5) des répondants avaient tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie. Plus de femmes (28,1 %; IC à 95 % : 26,5 à 29,8 %) que d’hommes (21,8 %; IC à 95 % : 19,8 à 23,7), plus de jeunes adultes (30,3 %; IC à 95 % : 27,0 à 33,6) et d’adultes d’âge moyen (25,6 %; IC à 95 % : 24,0 à 27,3) que d’aînés (18,9 %; IC à 95 % : 17,0 à 20,7) et plus d’adultes ayant de multiples problèmes de santé chroniques (28,1 %; IC à 95 % : 25,7 à 30,4) que d’adultes n’en ayant aucun (22,8 %; IC à 95 % : 20,9 à 24,7) avaient tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie.

Problèmes liés à la prise de rendez-vous et santé mentale perçue

Les résultats de la régression pour les problèmes liés à la prise de rendez-vous sont présentés dans le tableau 3.

Tableau 3. Associations non ajustées et ajustées entre les problèmes liés à la prise de rendez-vous et les indicateurs de la santé mentale perçue, de façon globale et avec stratification, Canada

Indicateurs	Niveau élevé de santé mentale autoévaluée			Perception d’une détérioration de la santé mentale
	% (IC à 95 %)	RC (IC à 95 %)	RCa (IC à 95 %)	% (IC à 95 %)	RC (IC à 95 %)	RCa (IC à 95 %)
De façon globale	n = 14 813			n = 14 802
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	46,5 (44,5 à 48,5)	Réf.	Réf.	34,3 (32,4 à 36,1)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	38,3 (35,3 à 41,3)	0,72Note de bas de page * (0,62 à 0,83)	0,81Note de bas de page * (0,70 à 0,95)	45,7 (42,7 à 48,7)	1,62Note de bas de page * (1,39 à 1,87)	1,50Note de bas de page * (1,28 à 1,75)
≥ 1 changement de rendez-vous sans lien avec la pandémie	41,0 (34,2 à 47,8)	0,80 (0,59 à 1,08)	0,94 (0,70 à 1,26)	39,6 (33,0 à 46,2)	1,26 (0,94 à 1,68)	1,20 (0,89 à 1,62)
≥ 1 rendez-vous non encore fixé, mais aucun changement de rendez-vous	34,7 (29,1 à 40,2)	0,61Note de bas de page * (0,47 à 0,80)	0,64Note de bas de page * (0,49 à 0,84)	49,6 (43,5 à 55,6)	1,89Note de bas de page * (1,46 à 2,43)	1,94Note de bas de page * (1,50 à 2,52)
Sexe
Homme	n = 5 636			n = 5 631
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	49,9 (46,9 à 52,9)	Réf.	Réf.	31,9 (29,1 à 34,6)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	43,1 (38,2 à 47,9)	0,76Note de bas de page * (0,60 à 0,96)	0,80 (0,63 à 1,01)	38,9 (33,9 à 44,0)	1,36Note de bas de page * (1,06 à 1,75)	1,34Note de bas de page * (1,04 à 1,73)
Femme	n = 7 642			n = 7 638
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	43,1 (40,5 à 45,6)	Réf.	Réf.	36,7 (34,2 à 39,2)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	34,5 (31,2 à 37,8)	0,70Note de bas de page * (0,58 à 0,83)	0,84 (0,70 à 1,003)	51,1 (47,4 à 54,8)	1,80Note de bas de page * (1,50 à 2,17)	1,65Note de bas de page * (1,35 à 2,01)
Groupe d’âge
18 à 34 ans	n = 2 053			n = 2 050
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	39,0 (34,0 à 43,9)	Réf.	Réf.	51,0 (46,2 à 55,8)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	29,3 (22,4 à 36,1)	0,65Note de bas de page * (0,44 à 0,96)	0,77 (0,52 à 1,14)	60,4 (53,3 à 67,6)	1,47Note de bas de page * (1,03 à 2,10)	1,31 (0,91 à 1,90)
35 à 64 ans	n = 7 173			n = 7 166
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	45,4 (42,7 à 48,1)	Réf.	Réf.	33,6 (31,2 à 36,0)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	40,9 (37,0 à 44,9)	0,83 (0,68 à 1,02)	0,96 (0,78 à 1,17)	43,8 (40,1 à 47,5)	1,54Note de bas de page * (1,28 à 1,85)	1,44Note de bas de page * (1,20 à 1,74)
65 ans et plus	n = 4 052			n = 4 053
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	57,1 (54,0 à 60,1)	Réf.	Réf.	17,2 (15,0 à 19,4)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	43,3 (38,5 à 48,1)	0,57Note de bas de page * (0,45 à 0,73)	0,60Note de bas de page * (0,47 à 0,77)	31,6 (26,9 à 36,3)	2,23Note de bas de page * (1,70 à 2,91)	2,25Note de bas de page * (1,71 à 2,96)
Nombre de problèmes de santé chroniques
Aucun	n = 5 284			n = 5 280
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	51,0 (48,0 à 54,1)	Réf.	Réf.	35,6 (32,7 à 38,5)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	49,1 (44,1 à 54,1)	0,93 (0,73 à 1,17)	0,94 (0,73 à 1,19)	44,6 (39,7 à 49,5)	1,46Note de bas de page * (1,16 à 1,83)	1,44Note de bas de page * (1,14 à 1,82)
1	n = 3 962			n = 3 957
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	43,0 (39,5 à 46,5)	Réf.	Réf.	33,7 (30,3 à 37,2)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	32,3 (27,6 à 37,0)	0,63Note de bas de page * (0,49 à 0,82)	0,73Note de bas de page * (0,56 à 0,95)	50,4 (45,2 à 55,5)	1,99Note de bas de page * (1,54 à 2,59)	1,78Note de bas de page * (1,35 à 2,34)
2 ou plus	n = 4 032			n = 4 032
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	39,3 (35,8 à 42,8)	Réf.	Réf.	31,5 (28,0 à 34,9)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	28,9 (24,3 à 33,5)	0,63Note de bas de page * (0,48 à 0,82)	0,74Note de bas de page * (0,57 à 0,97)	42,3 (37,0 à 47,6)	1,60Note de bas de page * (1,21 à 2,11)	1,38Note de bas de page * (1,05 à 1,81)
Tertile de revenu du ménage
Faible	n = 5 122			n = 5 116
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	45,7 (42,3 à 49,0)	Réf.	Réf.	32,2 (28,8 à 35,6)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	34,5 (29,8 à 39,1)	0,63Note de bas de page * (0,49 à 0,80)	0,72Note de bas de page * (0,56 à 0,91)	43,8 (39,2 à 48,5)	1,64Note de bas de page * (1,28 à 2,10)	1,57Note de bas de page * (1,22 à 2,02)
Moyen	n = 4 323			n = 4 326
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	47,4 (44,0 à 50,7)	Réf.	Réf.	30,5 (27,3 à 33,7)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	35,7 (30,5 à 40,8)	0,62Note de bas de page * (0,48 à 0,80)	0,72Note de bas de page * (0,55 à 0,93)	46,1 (40,5 à 51,6)	1,95Note de bas de page * (1,49 à 2,55)	1,79Note de bas de page * (1,35 à 2,39)
Élevé	n = 3 833			n = 3 827
Aucun problème lié à la prise de rendez-vous	46,4 (42,8 à 50,0)	Réf.	Réf.	40,1 (36,7 à 43,6)	Réf.	Réf.
≥ 1 changement de rendez-vous lié à la pandémie	44,0 (38,7 à 49,4)	0,91 (0,70 à 1,18)	1,01 (0,77 à 1,32)	47,0 (41,7 à 52,2)	1,32Note de bas de page * (1,02 à 1,71)	1,25 (0,96 à 1,63)

Dans l’ensemble, comparativement aux personnes n’ayant pas eu de problèmes liés à la prise de rendez-vous, les personnes ayant subi des changements de rendez-vous liés à la pandémie (RC = 0,72, IC à 95 % : 0,62 à 0,83; RCa = 0,81, IC à 95 % : 0,70 à 0,95) et celles ayant des rendez-vous non encore fixés  (RC = 0,61, IC à 95 % : 0,47 à 0,80; RCa = 0,64, IC à 95 % : 0,49 à 0,84) étaient moins susceptibles de déclarer un niveau élevé de santé mentale autoévaluée avant et après ajustement pour tenir compte des covariables. La probabilité d’un niveau élevé de santé mentale autoévaluée ne différait pas de façon statistiquement significative entre les personnes ayant subi des changements de rendez-vous non liés à la pandémie et celles n’ayant eu aucun problème lié à la prise de rendez-vous (tableau 3).

D’après les analyses stratifiées, comparativement aux personnes n’ayant pas eu de problèmes avec la prise de rendez-vous, la probabilité non ajustée de déclarer un niveau élevé de santé mentale autoévaluée était beaucoup plus faible chez les personnes ayant subi des changements de rendez-vous liés à la pandémie parmi les hommes (RC = 0,76, IC à 95 % : 0,60 à 0,96), les femmes (RC = 0,70, IC à 95 % : 0,58 à 0,83) et les jeunes adultes (RC = 0,65, IC à 95 % : 0,44 à 0,96) (tableau 3).

La probabilité non ajustée et ajustée de déclarer un niveau élevé de santé mentale autoévaluée était beaucoup plus faible chez les aînés (RC = 0,57, IC à 95 % : 0,45 à 0,73; RCa = 0,60, IC à 95 % : 0,47 à 0,77), les personnes ayant un problème de santé chronique (RC = 0,63, IC à 95 % : 0,49 à 0,82; RCa = 0,73, IC à 95 % : 0,56 à 0,95) ou au moins deux problèmes de santé chroniques (RC = 0,63, IC à 95 % : 0,48 à 0,82; RCa = 0,74, IC à 95 % : 0,57 à 0,97) et les membres d’un ménage à revenu faible (RC = 0,63, IC à 95 % : 0,49 à 0,80; RCa = 0,72, IC à 95 % : 0,56 à 0,91) ou moyen (RC = 0,62, IC à 95 % : 0,48 à 0,80; RCa = 0,72, IC à 95 % : 0,55 à 0,93). Il n’y avait pas de différence en ce qui concerne la probabilité de déclarer un niveau élevé de santé mentale autoévaluée entre les deux groupes de prise de rendez-vous dans le cas des adultes d’âge moyen, des personnes n’ayant aucun problème de santé chronique et des membres d’un ménage à revenu élevé (tableau 3).

Dans l’ensemble, comparativement aux personnes n’ayant pas eu de problèmes avec la prise de rendez-vous, les personnes ayant subi des changements de rendez-vous (RCa = 1,50, IC à 95 % : 1,28 à 1,75) liés à la pandémie et celles qui avaient des rendez-vous non encore fixés (RCa = 1,94, IC à 95 % : 1,50 à 2,52) étaient plus susceptibles de percevoir une détérioration de leur santé mentale avant et après ajustement pour tenir compte des covariables. Toutefois, la probabilité de percevoir une détérioration de la santé mentale n’était pas significativement différente sur le plan statistique entre les personnes ayant subi des changements de rendez-vous non liés à la pandémie et celles n’ayant pas eu de problèmes liés à la prise de rendez-vous (tableau 3).

Les probabilités non ajustées et ajustées de percevoir une détérioration de la santé mentale étaient beaucoup plus élevées chez les personnes ayant subi des changements de rendez-vous liés à la pandémie que chez celles n’ayant eu aucun problème lié à la prise de rendez-vous chez les hommes (RC = 1,36, IC à 95 % : 1,06 à 1,75; RCa = 1,34, IC à 95 % : 1,04 à 1,73), les femmes (RC = 1,80, IC à 95 % : 1,50 à 2,17; RCa = 1,65, IC à 95 % : 1,35 à 2,01), les personnes n’ayant aucun problème de santé chronique (RC = 1,46, IC à 95 % : 1,16 à 1,83; RCa = 1,44, IC à 95 % : 1,14 à 1,82) ou ayant un (RC = 1,99, IC à 95 % : 1,54 à 2,59; RCa = 1,78, IC à 95 % : 1,35 à 2,34) ou au moins deux problèmes de santé chroniques (RC = 1,60, 1,21 à 2,11; RCa = 1,38, IC à 95 % : 1,05 à 1,81), les membres d’un ménage à revenu faible (RC = 1,64, IC à 95 % : 1,28 à 2,10; RCa = 1,57, IC à 95 % : 1,22 à 2,02) ou moyen (RC = 1,95, IC à 95 % : 1,49 à 2,55; RCa = 1,79, IC à 95 % : 1,35 à 2,39), les adultes d’âge moyen (RC = 1,54, IC à 95 % : 1,28 à 1,85; RCa = 1,44, IC à 95 % : 1,20 à 1,74) et les aînés (RC = 2,23, IC à 95 % : 1,70 à 2,91; RCa = 2,25, IC à 95 % : 1,71 à 2,96). La probabilité non ajustée de percevoir une détérioration de la santé mentale était également beaucoup plus élevée chez les jeunes adultes (RC = 1,47, IC à 95 % : 1,03 à 2,10) et les membres d’un ménage à revenu élevé (RC = 1,32, IC à 95 % : 1,02 à 1,71) qui avaient subi des changements de rendez-vous liés à la pandémie (tableau 3).

Report de la communication avec un professionnel de la santé et santé mentale perçue

Les résultats de la régression en ce qui concerne le report de la communication avec un professionnel de la santé sont présentés dans le tableau 4.

Tableau 4. Associations non ajustées et ajustées entre le report de la communication avec un professionnel de la santé et les indicateurs de la santé mentale perçue, de façon globale et avec stratification, Canada

Indicateurs	Niveau élevé de santé mentale autoévaluée			Perception d’une détérioration de la santé mentale
	% (IC à 95 %)	RC (IC à 95 %)	RCa (IC à 95 %)	% (IC à 95 %)	RC (IC à 95 %)	RCa (IC à 95 %)
De façon globale	n = 14 826			n = 14 814
Aucun report de la communication	48,9 (47,1 à 50,8)	Réf.	Réf.	31,7 (30,0 à 33,5)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	30,4 (27,5 à 33,4)	0,46Note de bas de page * (0,39 à 0,54)	0,52Note de bas de page * (0,44 à 0,62)	53,9 (50,6 à 57,1)	2,51Note de bas de page * (2,15 à 2,93)	2,31Note de bas de page * (1,97 à 2,72)
Report de la communication uniquement pour d’autres raisons	26,6 (19,6 à 33,7)	0,38Note de bas de page * (0,26 à 0,55)	0,45Note de bas de page * (0,31 à 0,66)	58,0 (49,7 à 66,2)	2,97Note de bas de page * (2,09 à 4,21)	2,43Note de bas de page * (1,68 à 3,52)
Sexe
Homme	n = 6 012			n = 6 007
Aucun report de la communication	52,1 (49,4 à 54,9)	Réf.	Réf.	29,1 (26,5 à 31,7)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	36,1 (30,9 à 41,2)	0,52Note de bas de page * (0,40 à 0,66)	0,56Note de bas de page * (0,44 à 0,73)	46,2 (41,0 à 51,4)	2,09Note de bas de page * (1,63 à 2,68)	2,02Note de bas de page * (1,55 à 2,62)
Femme	n = 8 212			n = 8 204
Aucun report de la communication	45,7 (43,3 à 48,1)	Réf.	Réf.	34,4 (32,0 à 36,8)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	26,5 (23,2 à 29,8)	0,43Note de bas de page * (0,35 à 0,52)	0,49Note de bas de page * (0,40 à 0,61)	59,2 (55,5  à  62,9)	2,77Note de bas de page * (2,29 à 3,34)	2,56Note de bas de page * (2,09 à 3,13)
Groupe d’âge
18 à 34 ans	n = 2 155			n = 2 151
Aucun report de la communication	40,6 (35,6 à 45,7)	Réf.	Réf.	48,2 (43,4 à 52,9)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	27,3 (21,3 à 33,3)	0,55Note de bas de page * (0,38 à 0,79)	0,60Note de bas de page * (0,41 à 0,88)	66,3 (59,7 à 72,8)	2,11Note de bas de page * (1,49 à 3,00)	2,05Note de bas de page * (1,41 à 2,97)
35 à 64 ans	n = 7 663			n = 7 656
Aucun report de la communication	48,2 (45,7 à 50,7)	Réf.	Réf.	31,9 (29,6 à 34,2)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	30,9 (27,2 à 34,6)	0,48Note de bas de page * (0,39 à 0,59)	0,54Note de bas de page * (0,44 à 0,67)	50,3 (46,2 à 54,3)	2,16Note de bas de page * (1,78 à 2,62)	2,16Note de bas de page * (1,78 à 2,62)
65 ans ou plus	n = 4 406			n = 4 404
Aucun report de la communication	58,0 (55,4 à 60,7)	Réf.	Réf.	16,4 (14,5 à 18,3)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	34,7 (29,2 à 40,2)	0,38Note de bas de page * (0,29 à 0,50)	0,41Note de bas de page * (0,31 à 0,54)	42,3 (36,3 à 48,3)	3,73Note de bas de page * (2,82 à 4,95)	3,67Note de bas de page * (2,76 à 4,88)
Problèmes de santé chroniques
Aucun	n = 5 535			n = 5 529
Aucun report de la communication	54,5 (51,7 à 57,3)	Réf.	Réf.	32,7 (30,0 à 35,4)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	38,3 (33,4 à 43,2)	0,52Note de bas de page * (0,41 à 0,65)	0,55Note de bas de page * (0,43 à 0,70)	53,2 (48,1 à 58,4)	2,35Note de bas de page * (1,84 à 2,99)	2,20Note de bas de page * (1,70 à 2,84)
1	n = 4 233			n = 4 229
Aucun report de la communication	45,2 (42,0 à 48,4)	Réf.	Réf.	32,3 (29,2 à 35,5)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	26,3 (21,5 à 31,1)	0,43Note de bas de page * (0,33 à 0,57)	0,54Note de bas de page * (0,40 à 0,73)	55,2 (49,8 à 60,6)	2,58Note de bas de page * (1,97 à 3,38)	2,26Note de bas de page * (1,69 à 3,02)
2 ou plus	n = 4 456			n = 4 453
Aucun report de la communication	41,1 (37,9 à 44,4)	Réf.	Réf.	28,9 (25,9 à 31,9)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	21,8 (17,4 à 26,2)	0,40Note de bas de page * (0,30 à 0,54)	0,47Note de bas de page * (0,35 à 0,63)	53,2 (47,9 à 58,6)	2,80Note de bas de page * (2,17 à 3,63)	2,53Note de bas de page * (1,92 à 3,33)
Tertile de revenu du ménage
Faible	n = 5 526			n = 5 517
Aucun report de la communication	48,3 (45,2 à 51,4)	Réf.	Réf.	29,4 (26,5 à 32,2)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	29,0 (23,9 à 34,0)	0,44Note de bas de page * (0,33 à 0,58)	0,49Note de bas de page * (0,37 à 0,65)	51,8 (46,6 à 57,1)	2,59Note de bas de page * (2,02 à 3,32)	2,25Note de bas de page * (1,73 à 2,92)
Moyen	n = 4 616			n = 4 617
Aucun report de la communication	48,8 (45,6 à 52,0)	Réf.	Réf.	28,3 (25,5 à 31,1)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	29,5 (24,2 à 34,8)	0,44Note de bas de page * (0,33 à 0,58)	0,52Note de bas de page * (0,39 à 0,70)	53,0 (47,3 à 58,7)	2,86Note de bas de page * (2,20 à 3,72)	2,68Note de bas de page * (2,01 à 3,57)
Élevé	n = 4 082			n = 4 077
Aucun report de la communication	49,6 (46,3 à 53,0)	Réf.	Réf.	37,3 (34,0 à 40,5)	Réf.	Réf.
Report de la communication pour des raisons liées à la pandémie	32,9 (28,2 à 37,5)	0,50Note de bas de page * (0,39 à 0,64)	0,55Note de bas de page * (0,42 à 0,71)	56,8 (51,8 à 61,9)	2,22Note de bas de page * (1,73 à 2,85)	2,19Note de bas de page * (1,69 à 2,85)

Dans l’ensemble, comparativement aux personnes n’ayant pas tardé à communiquer avec un professionnel de la santé, celles ayant tardé à le faire pour des raisons liées à la pandémie (RC = 0,46, IC à 95 % : 0,39 à 0,54; RCa = 0,52, IC à 95 % : 0,44 à 0,62) et celles ayant tardé à le faire uniquement pour d’autres raisons (RC = 0,38, 0,26 à 0,55; RCa = 0,45, 0,31 à 0,66) étaient moins susceptibles de déclarer avoir un niveau élevé de santé mentale autoévaluée avant et après l’ajustement (tableau 4).

Les probabilités non ajustées et ajustées de déclarer un niveau élevé de santé mentale autoévaluée étaient beaucoup plus faibles chez les personnes ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie que chez celles n’ayant pas tardé à le faire (plage de RC de 0,38 à 0,55; plage de RCa de 0,41 à 0,60) à travers les catégories de sexe, de groupe d’âge, de tertile de revenu du ménage et de problème de santé chronique (tableau 4).

Dans l’ensemble, comparativement aux personnes n’ayant pas tardé à communiquer avec un professionnel de la santé, les probabilités de percevoir une détérioration de la santé mentale étaient beaucoup plus élevées chez les personnes ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie (RC = 2,51, IC à 95 % : 2,15 à 2,93; RCa = 2,31, IC à 95 % : 1,97 à 2,72) et pour d’autres raisons (RC = 2,97, IC à 95 % : 2,09 à 4,21; RCa = 2,43, IC à 95 % : 1,68 à 3,52), avant et après ajustement. Les probabilités non ajustées et ajustées de percevoir une détérioration de la santé mentale étaient beaucoup plus élevées chez les personnes ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie que chez celles n’ayant pas tardé à le faire (plage de RC de 2,09 à 3,73; plage de RCa de 2,02 à 3,67) à travers les catégories de sexe, de groupe d’âge, de tertile de revenu du ménage et de problème de santé chronique. Fait à noter, l’association entre le fait d’avoir tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie et la perception d’une détérioration de la santé mentale était plus forte chez les aînés (RC = 3,73, IC à 95 % : 2,82 à 4,95; RCa = 3,67, IC à 95 % : 2,76 à 4,88) que chez les adultes d’âge moyen (RC = 2,16, IC à 95 % : 1,78 à 2,62; RCa = 2,16, IC à 95 % : 1,78 à 2,62) (tableau 4).

Analyse

La pandémie de COVID-19 a entraîné une réduction de l’offre de soins pour les problèmes de santé non liés à la COVID-19^{Note de bas de page 9} et elle a découragé certaines personnes de chercher à obtenir des soins de santé par crainte de contracter la COVID-19 ou de surcharger le système de santé^{Note de bas de page 11}. Ces changements généralisés en ce qui concerne l’offre de soins de santé et la recherche de soins de santé pendant la pandémie ont coïncidé avec une diminution de la santé mentale de la population^{Note de bas de page 1Note de bas de page 2Note de bas de page 3}. Notre étude visait à déterminer si les obstacles en matière de soins de santé pouvaient expliquer le déclin de la santé mentale perçue. Nous avons constaté que plusieurs obstacles en matière de soins de santé étaient associés à des indicateurs d’une santé mentale moins favorable, notamment les changements de rendez-vous liés à la pandémie, les rendez-vous non encore fixés et le report de la communication avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie ou pour d’autres raisons.

Au-delà de la prévention des décès et des maladies, l’accès en temps opportun aux soins de santé est primordial pour le bien-être mental et physique de la population^{Note de bas de page 12}. La grande majorité des personnes ayant eu de la difficulté à accéder à des soins de santé pendant la pandémie ont déclaré que cela avait eu une incidence négative sur leur vie, les répercussions le plus fréquemment signalées étant l’inquiétude, le stress ou l’anxiété; la douleur; une détérioration de la santé et des problèmes liés aux activités de la vie quotidienne^{Note de bas de page 11}. Les problèmes liés à la prise de rendez-vous pourraient avoir une incidence négative directe ou indirecte sur la santé mentale perçue en influant sur d’autres déterminants de la santé mentale (état de santé, activité physique, capacité d’adaptation, sentiment de contrôle et autoefficacité)^{Note de bas de page 25}. Les travaux de recherche ultérieurs pourraient explorer l’association potentielle entre les temps d’attente prolongés en soins de santé et d’autres indicateurs de la santé mentale (et leurs déterminants), notamment des résultats positifs en matière de santé mentale qui vont au-delà d’un niveau élevé de santé mentale autoévaluée ou de mesures validées de la maladie mentale.

Sachant que les répercussions des obstacles en matière de soins de santé peuvent être variables d’un sous-groupe à l’autre, nous avons stratifié nos analyses en fonction du sexe, du groupe d’âge, du nombre de problèmes de santé chroniques et du tertile de revenu du ménage. Nous avons constaté que la relation entre les changements de rendez-vous liés à la pandémie et les deux indicateurs de la santé mentale perçue persistait chez les aînés, les personnes atteintes d’un ou de multiples problèmes de santé chroniques et les ménages à revenu faible ou moyen. Étant donné que ces sous-groupes de population ont tendance à avoir de plus grands besoins en matière de santé^{Note de bas de page 19Note de bas de page 34}, les changements de rendez-vous liés à la pandémie pourraient avoir eu une incidence disproportionnée sur leur santé mentale perçue^{Note de bas de page 12}. En mettant l’accent sur les conséquences potentielles des temps d’attente prolongés sur la santé mentale, en particulier chez les personnes dont les besoins sont les plus grands, nos constatations peuvent éclairer les décideurs au sujet de l’affectation des ressources en soins de santé.

La décision de reporter la recherche de soins de santé par crainte de s’exposer à la COVID-19 ou de surcharger le système de santé peut susciter chez les individus des sentiments d’angoisse et de stress. Nos résultats montrent que les adultes au Canada ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie ou pour d’autres raisons étaient moins susceptibles de déclarer avoir un niveau élevé de santé mentale autoévaluée et plus susceptibles de percevoir une détérioration de leur santé mentale que ceux n’ayant pas tardé à communiquer avec un professionnel de la santé. De plus, dans tous les groupes sociodémographiques, ceux ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie avaient une moins bonne santé mentale perçue que ceux qui n’avaient pas tardé à le faire.

Ces résultats corroborent la littérature scientifique montrant que la perception d’un risque accru de contracter la COVID-19 est associée à une moins bonne santé mentale, notamment à une probabilité moindre de déclarer un niveau élevé de santé mentale autoévaluée^{Note de bas de page 35} et à une hausse des symptômes de dépression et d’anxiété^{Note de bas de page 36}. L’incertitude et le stress associés au fait d’avoir des besoins non comblés en matière de santé et au fait de voir sa santé se détériorer parce que l’on tarde à se faire soigner peuvent aggraver ces effets. En effet, de récents travaux de recherche ont révélé que les Américains âgés dont la santé mentale ou physique autoévaluée est faible étaient plus susceptibles de percevoir des effets négatifs sur leur santé s’ils tardaient à se faire soigner^{Note de bas de page 21}. Le fait de tarder à communiquer avec un professionnel de la santé pourrait également refléter un comportement d’évitement, qui a été associé à des taux accrus de dépression et d’anxiété pendant la pandémie^{Note de bas de page 37}.

La forte association que nous avons observée dans notre étude entre le fait de tarder à communiquer avec un professionnel de la santé et une moins bonne santé mentale perçue souligne l’importance de continuer à diffuser des messages de santé publique encourageant les gens à chercher à obtenir les soins dont ils ont besoin. Les fournisseurs de soins primaires et les autres cliniciens peuvent jouer un rôle important en conseillant les patients qui hésitent à demander des soins et en répondant à leurs préoccupations en matière de sécurité liées à la COVID-19. L’accès à d’autres modalités de soins, comme la télésanté^{Note de bas de page 38}, et la mise en œuvre de mesures de santé et de sécurité, comme l’évaluation des symptômes de la COVID-19 et l’information des patients potentiels à ce sujet, pourraient réduire la prévalence des retards dans la communication avec les professionnels de la santé. Des travaux de recherche ultérieurs pourraient explorer d’autres raisons pour lesquelles les gens ont tardé à se faire soigner pendant la pandémie et identifier des points d’intervention. Les travaux de recherche qui seront menés ultérieurement au Canada pourraient également tenir compte d’autres sous-groupes de population ayant eu des difficultés à obtenir des soins de santé pendant la pandémie, comme ceux qui ont été cités dans une étude américaine (personnes qui prodiguent des soins à des adultes sans être rémunérées, personnes en situation de handicap et membres de groupes racisés)^{Note de bas de page 39}.

Points forts et limites

Notre étude fournit une analyse nuancée de la relation entre divers types d’obstacles en matière de soins de santé et différents indicateurs de la santé mentale perçue chez les adultes au Canada pendant la pandémie. L’échantillon de taille importante, basé sur la population, nous a permis d’étudier ces associations au sein de différents groupes sociodémographiques et de tenir compte de covariables importantes.

Notre étude n’est toutefois pas exempte de limites. L’EASSPPP faisait appel à un plan transversal, ce qui empêche d’induire une directionnalité et une causalité aux observations. Le taux de réponse de l’EASSPPP était inférieur à 50 %, mais une pondération a été élaborée pour atténuer les biais associés aux cas de non-réponse. Les enfants et les jeunes, les personnes vivant en établissement et les personnes vivant dans les territoires, dans les réserves ou dans d’autres établissements autochtones n’ont pas été inclus dans l’enquête, ce qui a une incidence sur la généralisabilité des résultats, car ces groupes de population sont également vulnérables aux effets des obstacles en matière de soins de santé^{Note de bas de page 40Note de bas de page 41Note de bas de page 42}.

Les données de l’enquête ont été autodéclarées, ce qui signifie que des erreurs de classement sont possibles en ce qui concerne le revenu du ménage et qu’un biais de rappel est possible en ce qui concerne les expériences et les besoins en matière de soins de santé. Il est possible que le revenu déclaré par un ménage donné ne reflète pas son revenu avant la pandémie, par exemple si des membres du ménage ont perdu leur emploi ou ont eu recours aux programmes d’aide liés à la COVID-19 offerts en 2020^{Note de bas de page 43}. En outre, certaines analyses stratifiées comportaient des covariables présentant une grande variabilité d’échantillonnage.

Nous n’avons pu utiliser qu’un seul indicateur de santé mentale positive, ce qui limite la compréhension de la relation entre les obstacles en matière de soins de santé et la santé mentale positive (et la santé mentale en général). Dans notre étude, nous avons regroupé les obstacles en matière de soins de santé pour l’ensemble des services de santé, mais les répercussions de ces obstacles sur la santé mentale sont variables selon le type de service (soins urgents ou de routine, santé physique ou mentale, etc.). Par ailleurs, on ne sait pas combien de changements de rendez-vous ont été faits à la demande des fournisseurs de soins de santé et à la demande des patients. De même, on ignore le type de changement apporté aux rendez-vous, c’est-à-dire si les rendez-vous ont été annulés, reportés ou retardés. Nous avons regroupé les expériences des personnes ayant tardé à communiquer avec un professionnel de la santé parce qu’elles craignaient de contracter la COVID-19 et les expériences de celles craignant de surcharger le système de santé. Ces diverses motivations liées à la pandémie pourraient avoir des conséquences différentes sur de multiples dimensions de la santé mentale. Finalement, nous avons adopté une approche très prudente pour tester les différences entre les prévalences et les rapports de cotes, soit en utilisant le chevauchement des intervalles de confiance pour souligner les différences statistiquement significatives d’intérêt.

Conclusion

Au cours de la première année de la pandémie de COVID-19, il y avait une association négative entre divers obstacles en matière de soins de santé  à  notamment des changements de rendez-vous liés à la pandémie, des rendez-vous non encore fixés et un report de la communication avec un professionnel de la santé pour quelque raison que ce soit  à  et un niveau élevé de santé mentale autoévaluée, ainsi qu’une association positive entre ces obstacles et la perception d’une détérioration de la santé mentale. L’association entre les changements de rendez-vous liés à la pandémie et la perception d’une santé mentale défavorable persistait dans les groupes sociodémographiques qui avaient tendance à avoir de plus grands besoins en matière de santé. La relation entre le report de la communication avec un professionnel de la santé pour des raisons liées à la pandémie et la perception d’une santé mentale défavorable persistait dans tous les groupes sociodémographiques étudiés. Dans le contexte de la période de rétablissement suivant la pandémie, il faut effectuer une surveillance continue afin de suivre la prévalence des obstacles en matière de soins de santé et la santé mentale de la population canadienne.

Remerciements

Les auteurs souhaitent remercier Mélanie Varin pour son aide dans la finalisation du manuscrit.

Conflits d’intérêts

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

Contributions des auteurs et avis

MS : méthodologie, analyse formelle, rédaction de la première version du manuscrit, relectures et révisions. CC : conception, méthodologie, validation, relectures et révisions, supervision. LO : méthodologie, validation, relectures et révisions, supervision. KCR : méthodologie, relectures et révisions, supervision.

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

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