Rapports sur la santé
Association entre le poids corporel du parent et celui de l’enfant

Consulter la version la plus récente.

Information archivée dans le Web

L’information dont il est indiqué qu’elle est archivée est fournie à des fins de référence, de recherche ou de tenue de documents. Elle n’est pas assujettie aux normes Web du gouvernement du Canada et elle n’a pas été modifiée ou mise à jour depuis son archivage. Pour obtenir cette information dans un autre format, veuillez communiquer avec nous.

Contenu archivé

Cette page Web a été archivée dans le Web.

par Tracey Bushnik, Didier Garriguet et Rachel Colley

Au cours des 40 dernières années, la prévalence de l’embonpoint et de l’obésité chez les enfants et les adultes a augmenté au Canada^{Note 1Note 2}. Selon les estimations les plus récentes, le tiers des enfants font de l’embonpoint ou sont obèses^{Note 3}.Les causes possibles de cette situation comprennent la génétique, les données démographiques de la famille, le comportement de l’enfant et du parent ainsi que le milieu économique et social dans lequel les enfants vivent^{Note 4Note 5Note 6}.

Des études internationales ont permis de découvrir un lien significatif entre l’indice de masse corporelle (IMC) des parents et celui des enfants. L’obésité a tendance à toucher l’ensemble des membres d’une famille en raison d’interactions complexes entre la génétique, le comportement et le milieu^{Note 7Note 8Note 9.}Selon des études sur l’IMC de familles, l’obésité des parents représente un facteur de risque significatif d’obésité chez leurs enfants au cours de l’enfance^{Note 10Note 11Note 12}et plus tard au cours de la vie^{Note 13}. La force déclarée de ce lien varie, et cette variation peut indiquer des différences entre les études utilisant une taille et un poids mesurés ou une taille et un poids autodéclarés pour calculer l’IMC et celles comprenant les parents biologiques seulement ou les parents biologiques et non biologiques sans distinction dans les données analysées^{Note 14}.

Au Canada, la majorité des études sur l’embonpoint et l’obésité infantiles mettaient l’accent sur des facteurs de risque comportementaux, comme le manque d’activité physique^{Note 15}, une mauvaise alimentation^{Note 16Note 17}, un comportement sédentaire^{Note 15Note 18}, le temps passé devant un écran^{Note 17} et le manque de sommeil^{Note 15Note 19}.D’autres ont étudié les caractéristiques familiales, comme la scolarité des parents^{Note 20}et le statut socioéconomique^{Note 21}.Puisque les caractéristiques démographiques, économiques et sociales du Canada diffèrent de celles d’autres pays, il vaut la peine de déterminer si l’association entre l’IMC des parents et celui des enfants observée ailleurs est valide au Canada.

Au moyen de données mesurées des enfants et de leurs parents biologiques recueillies dans le cadre de l’Enquête canadienne sur les mesures de la santé, la présente étude examine l’IMC des parents et des enfants d’un échantillon représentatif d’enfants canadiens à l’échelle nationale.

Méthodes

Source des données

L’Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) est une enquête permanente conçue pour fournir des mesures directes et complètes de la santé de la population à domicile âgée de 3 à 79 ans à l’échelle nationale. Les membres à temps plein des Forces canadiennes, les personnes résidant en établissement institutionnel ainsi que les habitants des réserves ou d’autres établissements autochtones et de certaines régions éloignées sont exclus.

L’ECMS comporte une interview du ménage sur place et une visite subséquente à un centre d’examen mobile (CEM). L’interview du ménage permet de recueillir des données démographiques et socioéconomiques, ainsi que des renseignements détaillés sur la santé, la nutrition et le mode de vie. Au CEM, on effectue des mesures physiques directes, y compris la taille et le poids. Des détails au sujet de l’ECMS ont été publiés dans d’autres documents^{Note 22}.

Un membre de chaque ménage sélectionné dans le cadre de l’ECMS est choisi au hasard. Si la personne est âgée de moins de 12 ans, on choisit aussi un membre plus âgé du même ménage pour qu’il participe. Même si le but de cette stratégie de sélection de l’échantillon était principalement de nature logistique (veiller à ce que les enfants de moins de 12 ans soient accompagnés au CEM), cela faisait aussi en sorte que des données étaient recueillies auprès de deux membres d’un même ménage; dans la plupart des cas, un enfant et un de ses parents biologiques.

Dans le cadre de l’analyse, des données tirées des trois premiers cycles de l’ECMS (de 2007 à 2009, de 2009 à 2011 et de 2012 à 2013) ont été regroupées. Des 3 017 enfants sélectionnés âgés de 6 à 11 ans au moment de leur visite au CEM, 1 895 (62 %) étaient accompagnés d’un parent biologique qui participait aussi à une interview.

Pour évaluer tout biais éventuel, les enfants jumelés à un parent biologique ont été comparés aux enfants jumelés à une personne autre qu’un parent biologique. Les enfants jumelés à un parent biologique étaient plus susceptibles d’être des garçons (54 % contre 48 %) et étaient légèrement plus jeunes (âge moyen de 8,3 ans par rapport à 9,0 ans). Cependant, il n’y avait pas de grandes différences entre les deux groupes en ce qui concerne les scores z pour l’âge et le sexe associés à l’IMC (,49 contre ,48), l’obésité (30 % des deux groupes faisaient de l’embonpoint ou étaient obèses), la consommation quotidienne moyenne de fruits et de légumes (4,5 contre 4,6 fois), le nombre moyen d’heures d’activité physique par semaine (11,7 contre 11,4), le nombre moyen d’heures passées devant un écran par jour (2,3 contre 2,7), le nombre moyen d’heures de sommeil par jour (9,7 contre 9,5) et le pourcentage de ménages ne comptant qu’un parent seul (20 % contre 19 %).

L’analyse était restreinte aux enfants âgés de 6 à 10 ans au moment de la visite au CEM, afin de minimiser l’effet éventuel de la puberté. Cela a permis d’obtenir un échantillon de 1 588 paires de parents et d’enfants. Elle a aussi été restreinte aux parents et enfants dont l’IMC mesuré était valide, ce qui a permis d’obtenir 1 563 paires : 931 enfants ont été jumelés à leur mère biologique qui n’était pas enceinte (l’IMC des femmes enceintes n’était pas mesuré; ces dernières étaient exclues de l’analyse actuelle), et 632 enfants ont été jumelés à leur père biologique.

Mesures

La taille a été mesurée à 0,1 cm près au moyen d’un stadiomètre numérique ProScale M150 (Accurate Technology Inc., Fletcher, États-Unis), et le poids, à 0,1 kg près, au moyen d’un pèse-personne Mettler Toledo VLC, ayant le terminal Panther Plus (Mettler Toledo Canada, Mississauga, Canada). Dans le cas de deux paires de parents et d’enfants qui ne pouvaient pas se rendre au CEM, le poids et la taille ont été mesurés à la maison.

Pour calculer l’IMC, on a divisé le poids mesuré exprimé en kilogrammes par le carré de la taille mesurée exprimée en mètres (kg/m²). En ce qui concerne les parents, trois catégories d’IMC ont été évaluées : insuffisance pondérale/poids normal (IMC ≤ 24,99 kg/m²); embonpoint (IMC de 25 kg/m² à ≤ 29,99 kg/m²); obèse (IMC ≥ 30 kg/m²)^{Note 23}.Dans le cas des enfants, deux catégories d’IMC ont été obtenues depuis le score z de l’âge et du sexe relatif à l’IMC, en fonction d’un ensemble de seuils établis par l’Organisation mondiale de la Santé^{Note 24} : mince/normal (écart type ≤ 1 au-delà de l’IMC moyen selon l’âge et le sexe), et embonpoint/obésité (écart type > 1 au-delà de l’IMC moyen selon l’âge et le sexe). Une estimation de l’IMC mesuré de la mère ou du père biologique a été attribuée à l’enfant.

Covariables

En plus du sexe de l’enfant, de l’âge de l’enfant en mois, du sexe et de l’âge du parent, les covariables suivantes déclarées par les parents ont été analysées : la consommation quotidienne de fruits et de légumes de l’enfant, les heures d’activité physique faites par semaine, les heures passées devant un écran chaque jour et les heures quotidiennes de sommeil, le fait que l’enfant ait été allaité ou non, le plus haut niveau de scolarité du parent ainsi que le fait que l’enfant vive dans un ménage avec un parent seul ou non^{Note 22}.

La consommation quotidienne de fruits et de légumes des enfants (un indicateur de la qualité du régime alimentaire^{Note 25}) était la somme de la fréquence de la consommation quotidienne de jus de fruit pur à 100 %, de fruits, de tomates ou de sauce à la tomate (excluant la pâte de tomates, le ketchup et la sauce à pizza), de laitue ou de salade verte, de pommes de terre (y compris cuites au four, bouillies, en purée ou en salade, mais excluant les patates douces), et d’épinards, de feuilles de moutarde ou de chou vert, à l’exclusion du chou frisé. La moyenne des heures hebdomadaires d’activité physique faites par l’enfant a été obtenue en comptabilisant les heures d’activité physique que l’enfant fait à l’école chaque semaine (temps libre et temps en classe) et au cours des activités organisées ou non à l’extérieur de l’école. Les heures quotidiennes que passent les enfants devant un écran ont été extraites des heures quotidiennes passées à regarder la télévision ou des vidéos ou à jouer des jeux vidéo, en plus des heures passées devant un ordinateur (y compris les devoirs et l’échange de courriels). Le plus haut niveau de scolarité du parent a été classé selon les catégories suivantes : diplôme d’études secondaires ou moins, études postsecondaires inférieures au baccalauréat ou baccalauréat ou études supérieures.

Analyse statistique

Pour tenir compte de la conception de l’échantillonnage complexe de l’enquête, des analyses ont été pondérées au moyen du poids de sondage combiné des cycles 1, 2 et 3 de l’ECMS^{Note 26}.L’estimation de la variance (intervalles de confiance de 95 %) et les essais relatifs à la signification ont été réalisés au moyen des poids de rééchantillonnage produits par Statistique Canada^{Note 27Note 28Note 29}. Les données ont été analysées grâce à SAS 9.3 et à SUDAAN 11.0, au moyen des DLD = 35 (degrés de liberté du dénominateur) dans les instructions de procédures SUDAAN. Des statistiques descriptives ont été estimées, y compris des moyennes, des pourcentages et des corrélations de Pearson. L’IMC moyen de l’enfant selon les scores z du sexe et de l’âge a été évalué pour tous les déciles de l’IMC (kg/m²) des parents dont l’âge a été corrigé. Un modèle de régression logistique a servi à évaluer le lien entre la catégorie d’IMC du parent et le fait que l’enfant fasse de l’embonpoint ou qu’il soit obèse, vérifiant d’autres facteurs de risque, pour tous les enfants. Le modèle a été stratifié en fonction du sexe de l’enfant. Le modèle entièrement corrigé tenait compte de l’IMC du parent, du sexe de l’enfant (sauf dans les modèles stratifiés selon le sexe), de l’âge de l’enfant en années, du sexe du parent, de l’âge du parent, de la scolarité du parent, de la situation de parent seul au sein du ménage, de la consommation de fruits et de légumes de l’enfant, de l’activité physique de l’enfant, du temps passé devant un écran par l’enfant, des heures quotidiennes de sommeil de l’enfant, du fait que l’enfant a été allaité ou non et d’un indicateur du cycle de l’ECMS. Le rapport de risque (RR) et l’intervalle de confiance de 95 % ont été estimés.

Dans le cadre d’une analyse de sensibilité servant à déterminer si les estimations produites par le modèle logistique étaient robustes, quatre modèles linéaires distincts ont été exécutés. Parmi les modèles linéaires, deux avaient pour résultat le score z de l’IMC de l’enfant selon l’âge et le sexe. L’IMC précisé des parents était une variable continue et une variable catégorique. Les autres covariables étaient les mêmes que celles du modèle logistique, à l’exclusion du sexe et de l’âge de l’enfant (dont le score z tient compte). Le modèle linéaire corrigé par IMC des parents (kg/m²) a servi pour produire des scores z de la moyenne des moindres carrés du modèle corrigé de l’IMC de l’enfant, en fonction des valeurs d’IMC des parents (kg/m²) suivantes : 20,3; 22,0; 23,4; 24,7; 25,9; 27,2; 28,6; 30,0; 32,8; 39,7; qui étaient les valeurs moyennes d’IMC des parents pour chaque décile. Le résultat des deux autres modèles linéaires était l’IMC mesuré (kg/m²) de l’enfant; l’IMC précisé du parent servait de variable continue et de variable catégorique. Ces modèles comprenaient les mêmes covariables que le modèle logistique. Le modèle linéaire corrigé en fonction de la catégorie d’IMC du parent a servi pour produire des estimations moyennes des moindres carrés corrigées de l’IMC (kg/m²) de l’enfant selon les catégories d’IMC du parent. Les quatre modèles linéaires ont été stratifiés selon le sexe de l’enfant.

Résultats

Dans le cadre de l’étude, 54 % des enfants évalués étaient des garçons et 46 % étaient des filles (tableau 1). En moyenne, ils avaient près de 8 ans, et 29 % faisaient de l’embonpoint ou étaient obèses. Ils mangeaient des fruits et des légumes en moyenne 4,5 fois par jour et passaient environ 12 heures par semaine à faire de l’activité physique, et environ 2 heures par jour devant un écran, en plus de dormir un peu moins de 10 heures par jour. Une grande majorité d’enfants (84 %) avaient été allaités, et 20 % vivaient dans un ménage avec un parent seul.

Dans le cadre de l’analyse, l’âge moyen des parents était de 38 ans. Plus du tiers (37 %) faisaient de l’embonpoint, tandis que 25 % étaient obèses. La majorité (78 %) avait un diplôme d’études postsecondaires.

Le coefficient de corrélation de Pearson (r) entre le score z de l’IMC de l’enfant et l’IMC mesuré du parent corrigé selon l’âge était de 0,24 (p < 0,0001). La corrélation était supérieure chez les filles (r = 0,35, p < 0,0001) que chez les garçons (r = 0,16, p < 0,0001). En général, le score z de l’IMC moyen des filles augmentait à l’échelle de l’IMC en déciles des parents dont l’âge a été corrigé, tandis que celui des garçons augmentait principalement aux déciles supérieurs (figure 1).

À la figure 2, la différence en ce qui a trait à l’IMC de l’enfant par rapport à celui de son parent est illustrée. Cette figure présente le pourcentage d’enfants faisant de l’embonpoint ou étant obèses en fonction de la catégorie d’IMC de leurs parents. Les enfants dont un parent faisait de l’embonpoint ou était obèse étaient plus susceptibles de faire de l’embonpoint ou d’être obèses (p < 0,01 de variation chez les garçons, p < 0,0001 de variation chez les filles).

Lorsque d’autres caractéristiques, notamment l’âge de l’enfant, le sexe et l’âge du parent, et les comportements infantiles, comme l’activité physique et le temps passé devant un écran, sont prises en considération, le modèle de régression logistique évalue que les enfants dont un des parents est obèse sont plus susceptibles de faire de l’embonpoint ou d’être obèses (RR = 2,18 : IC = 1,51 à 3,14) (tableau 2). Les garçons (RR = 1,79; IC = 1,13 à 2,84) et les filles (RR = 3,06; IC = 2,04 à 4,60) ayant un parent obèse étaient plus susceptibles de faire de l’embonpoint ou d’être obèses. Cependant, seules les filles affichaient un risque plus élevé si un parent faisait de l’embonpoint (RR = 2,32; IC = 1,43 à 3,77). Ces conclusions ont été corroborées par les modèles de régression linéaire, sans égard au fait que le résultat était le score z de l’IMC ou l’IMC mesuré (kg/m²) de l’enfant, ou au fait que l’IMC du parent était une variable continue ou catégorique. Dans l’ensemble, l’IMC des parents expliquait une variance de 2 % de l’IMC des garçons et de 12 % de l’IMC des filles.

Le tableau 3 présente la moyenne des moindres carrés corrigés du modèle d’IMC (kg/m²) de l’enfant selon la catégorie d’IMC du parent. Tout comme c’était le cas en ce qui concerne les conclusions du modèle de régression logistique, les garçons avaient un IMC prédit supérieur lorsqu’un parent était obèse, tandis que les filles avaient un IMC prédit supérieur lorsqu’un parent faisait de l’embonpoint ou était obèse. La figure 3 présente les scores z de la moyenne des moindres carrés corrigés du modèle d’IMC pour les garçons et les filles, selon la valeur moyenne des déciles d’IMC des parents. Tandis que l’IMC d’un parent augmentait, le score z de l’IMC de l’enfant augmentait aussi. Sauf dans les deux déciles supérieurs de l’IMC des parents, les filles avaient, dans l’ensemble, des scores z de l’IMC moyen prédit inférieurs par rapport aux garçons.

Discussion

La présente étude examinait les associations entre l’IMC des parents biologiques et des enfants au moyen d’un échantillon représentatif d’enfants âgés de 6 à 10 ans à l’échelle nationale. Le lien linéaire entre l’IMC des garçons et des filles avec celui des parents était significatif et positif. Cependant, le lien était plus fort chez les filles. Les garçons dont un parent était obèse étaient plus susceptibles de faire de l’embonpoint ou d’être obèses; les filles dont un parent faisait de l’embonpoint ou était obèse étaient plus susceptibles de faire elles aussi de l’embonpoint ou d’être obèses. Ces conclusions étaient toujours valables, sans égard aux autres facteurs ou au modèle multivarié utilisés pour évaluer les liens.

Plusieurs études sur l’IMC des parents-enfants stratifiaient les résultats selon le sexe des parents plutôt que le sexe de l’enfantPlusieurs études sur l’IMC des parents-enfants stratifiaient les résultats selon le sexe des parents plutôt que le sexe de l’enfant^{Note 30Note 31Note 32}. Cette situation complique les comparaisons avec l’analyse actuelle, dans le cadre de laquelle l’IMC du parent pouvait être celui de la mère biologique ou du père biologique. Les comparaisons sont d’autant plus restreintes par les différences touchant les plages d’âge des enfants dans les études ainsi que le recours à des données autodéclarées par rapport aux données mesurées pour calculer l’IMC.

Une analyse australienne comparable se fondant sur des données mesurées a conclu qu’il existe une différence en ce qui concerne l’effet de l’IMC des parents sur celui des filles et sur celui des garçons à l’âge de 9 ans. L’IMC moyen des filles était supérieur si un des parents faisait de l’embonpoint ou était obèse. Chez les garçons, leur IMC était plus élevé uniquement si un des parents était obèse^{Note 33}.Danielzik et coll.^{Note 34} ont indiqué que les risques que des enfants allemands âgés de 5 à 7 ans fassent de l’embonpoint étaient significativement plus élevés si au moins un des parents faisait de l’embonpoint, et étaient encore plus élevés si au moins un des parents était obèse; ils ont trouvé peu de différences entre les garçons et les filles à ce propos.

Les mécanismes éventuels sous-jacents à ces liens entre l’IMC du parent et celui de l’enfant sont, entre autres, la génétique^{Note 35}, la suralimentation du fœtus^{Note 36Note 37}, les effets épigénétiques découlant de l’exposition environnementale des parents^{Note 38}et les facteurs du milieu familial, comme les pratiques alimentaires^{Note 39}. Des différences en fonction du sexe ont été observées en ce qui a trait à l’exposition à des milieux obésogènes et à la vulnérabilité par rapport à ceux-ci^{Note 40}. Selon des études, les filles sont plus touchées que les garçons par les facteurs familiaux et environnementaux associés à l’obésité^{Note 41}, ce qui peut expliquer l’association linéaire plus forte entre l’IMC des filles et celui de leur parent dans le cadre de la présente analyse. Il est possible que, dans l’étude actuelle, certains liens parent-fille captent des aspects du milieu des filles qu’il est impossible d’évaluer directement. Par exemple, un contrôle plus serré de l’alimentation d’un enfant par un parent a été associé à une hausse de l’adiposité chez les filles, mais pas chez les garçons^{Note 40}. Même si les analyses ont été corrigées pour tenir compte de la consommation de fruits et de légumes déclarée de l’enfant, il ne s’agit pas de données indirectes adéquates pour connaître les pratiques alimentaires du ménage. Dans une étude prospective d’une cohorte d’enfants de 7 ans au Royaume-Uni, Reilly et coll.^{Note 42} ont été en mesure de contrôler les tendances alimentaires d’un enfant à l’âge de 3 ans. Ils ont fait état d’un lien significatif entre l’obésité autodéclarée de la mère au cours de la grossesse et le risque que l’enfant soit obèse, en fonction de données mesurées, à l’âge de 7 ans. Cependant, il n’y avait aucune différence selon le sexe de l’enfant en ce qui concerne le lien entre l’obésité chez le parent et l’obésité chez l’enfant.

Forces et limites

La présente analyse comporte un certain nombre de forces. Les résultats se fondent sur un échantillon représentatif d’enfants à l’échelle nationale. L’IMC des parents et des enfants a été obtenu au moyen de la taille et du poids mesurés, grâce à des protocoles normalisés dont la qualité a été contrôlée. La relation biologique entre l’enfant et le parent a été établie clairement en fonction des renseignements détaillés sur la composition du ménage. Plusieurs approches statistiques ont été appliquées pour étudier les liens parent-enfant en ce qui concerne l’IMC, tout en tenant compte des facteurs de risque entraînant une hausse de l’IMC de l’enfant. Sans égard à l’approche analytique, les conclusions demeurent, dans l’ensemble, robustes.

Du même coup, l’analyse comportait plusieurs limites. L’ECMS est une enquête transversale. Par conséquent, les résultats reflètent des associations plutôt qu’une causalité. En raison des restrictions relatives à la taille de l’échantillon, dans le cadre de l’analyse de risque, on a regroupé les enfants faisant de l’embonpoint et ceux qui étaient obèses en une seule catégorie. L’IMC des parents était celui de la mère biologique ou du père biologique; il n’était pas possible d’étudier les effets de la cohésion de la famille sur l’IMC de l’enfant ni l’importance relative du poids de la mère par rapport à celui du père. Cependant, une étude qui a comparé le fait d’avoir des données sur l’IMC d’un parent à celui d’avoir des données sur l’IMC des deux parents a conclu que l’effet sur l’ensemble des corrélations entre chaque parent et enfant était faible^{Note 43}. Les trois premiers cycles de l’ECMS ont été réalisés au cours d’une période de 7 ans (de 2007 à 2013), et le taux de non-réponse combiné des enfants de 6 à 11 ans était d’environ 55 %. Le poids de sondage combiné a été corrigé pour tenir compte de la probabilité de l’échantillonnage et des non-réponses. Cependant, il peut exister un certain nombre de biais inconnu si les enfants qui n’ont pas pris part à l’ECMS différaient systématiquement de ceux qui y ont pris part.

Mot de la fin

La présente étude basée sur la population canadienne, tout comme les études internationales, a confirmé que le poids corporel d’un enfant est associé à celui de ses parents biologiques. Puisque le fait d’avoir un parent obèse augmente le risque de faire de l’embonpoint ou d’être obèse chez les enfants, l’obésité des parents peut être considérée comme un marqueur de risque familial. D’autres études évaluant les déterminants particuliers de l’obésité au sein des familles pourraient aider à élaborer des politiques pour lutter contre l’obésité infantile au Canada.

Remerciements

Les auteurs remercient Andrew Quigley, employé de Statistique Canada, pour son aide lors de la préparation de l’ensemble de données des paires de parents et d’enfants.