Analyse de l’impact du style de vie « comportements de santé » sur la relation âge -

Le détail des résultats à chacune des étapes de l’analyse est présenté dans le Tableau 18.

a) Analyse de l’effet simple des « comportements de santé » sur la relation âge-cognition.

L’introduction de la variable « comportements de santé » dans le modèle de base âge-cognition, avec contrôle du NSC, entraîne une augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .002, p = .024), avec une contribution significative des « comportements de santé » (β = -.150, p = .024) (voir Figure 33).

b) Analyse de l’effet d’interaction entre l’âge et le style de vie « comportements de santé » sur la cognition.

L’ajout supplémentaire du terme d’interaction âge x « comportements de santé » n’entraine pas d’augmentation significative de la variance expliquée (ΔR² = .004, p = .496).

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Figure 33 : Effet simple des « comportements de santé » sur la cognition (tous sexes confondus)

Tableau 18 : Modèle 1 de valeurs β normalisées des analyses de régressions multiples pour la dimension « comportements de santé »

Il semble important de rappeler que la dimension « comportements de santé » est composée de 8 items inversés, sur 11 au total, de manière à ce qu’un score élevé à cette dimension corresponde à des comportements salutaires. La dimension « comportements de santé » montre un effet simple négatif, autrement dit ces résultats suggèrent que des comportements salutaires sont inversement liés aux performances cognitives tout au long de la vie adulte.

Afin de tenter de mieux comprendre cet effet négatif de la dimension « comportement de santé » sur la relation âge-cognition, nous allons réaliser les mêmes analyses que précédemment

-1 -0,5 0 0,5 1 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 Fo n ction s e xéc u tiv e s (sc o re z) Age

Comportements santé bas Comportements santé moyens Comportements santé élevés

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pour chacune des sous-dimensions de ce domaine du style de vie, i.e., l’alimentation, la consommation de tabac, la consommation d’alcool et le sommeil.

2.6.1. Impact de la sous-dimension « alimentation » sur la relation âge-cognition Le détail des résultats à chacune des étapes de l’analyse est présenté dans le Tableau 19.

a) Analyse de l’effet simple de l’« alimentation » sur la relation âge-cognition.

L’introduction de la sous-dimension « alimentation » dans le modèle de base âge-cognition, avec contrôle du NSC, entraine une augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .025, p = .016), avec une contribution significative de l’« alimentation » (β = -.159, p = .016) (voir Figure 34). Pour rappel, plus les participants ont obtenu un score d’« Alimentation niveau élevé » plus ils ont rapporté adopter des comportements alimentaires salutaires (i.e., consommation limitée d’aliments gras, salés, sucrés, …), tandis qu’« Alimentation niveau bas » correspond à des comportements tels que grignoter entre les repas, manger gras, salé, sucré.

b) Analyse de l’effet d’interaction entre l’âge et l’« alimentation » sur la cognition.

L’ajout supplémentaire du terme d’interaction âge x « alimentation » révèle une augmentation non significative de la variance expliquée (ΔR² = .003, p = .389).

Figure 34 : Effet simple de l’« alimentation » sur la cognition (tous sexes confondus).

-1 -0,5 0 0,5 1 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 Fon ct ion s exéc u ti ves (sco re z) Age

Alimentation niveau bas Alimentation niveau moyen Alimentation niveau élevé

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Tableau 19 : Modèle 1 de valeurs β normalisées des analyses de régressions multiples pour la sous-dimension « alimentation »

2.6.2. Impact de la sous-dimension « tabac » sur la relation âge-cognition

Le détail des résultats à chacune des étapes de l’analyse est présenté dans le Tableau 20.

a) Analyse de l’effet simple de la « consommation de tabac » sur la relation âge-cognition.

L’introduction de la sous-dimension « consommation de tabac » dans le modèle de base âge-cognition, avec contrôle du NSC, n’entraine pas d’augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .000, p = .741).

b) Analyse de l’effet d’interaction entre l’âge et la consommation de tabac sur la cognition.

L’ajout supplémentaire du terme d’interaction âge x « tabac » n’aboutit pas non plus à une augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .007, p = .194).

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Tableau 20 : Modèle 1 de valeurs β normalisées des analyses de régressions multiples pour la sous-dimension « tabac »

2.6.3. Impact de la sous-dimension « consommation d’alcool » sur la relation âge-cognition

Le détail des résultats à chacune des étapes de l’analyse est présenté dans le Tableau 21.

a) Analyse de l’effet simple de la « consommation d’alcool » sur la relation âge-cognition.

L’introduction de la sous-dimension « consommation d’alcool » dans le modèle de base âge-cognition, avec contrôle du NSC, n’entraine pas d’augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .003 p = .398).

b) Analyse de l’effet d’interaction entre l’âge et la « consommation d’alcool » sur la cognition.

L’ajout supplémentaire du terme d’interaction âge x « consommation d’alcool » n’aboutit pas non plus à une augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .003,

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Tableau 21 : Modèle 1 de valeurs β normalisées des analyses de régressions multiples pour la sous-dimension « alcool »

2.6.4. Impact de la sous-dimension « sommeil » sur la relation âge-cognition

Le détail des résultats à chacune des étapes de l’analyse est présenté dans le Tableau 22.

a) Analyse de l’effet simple du « sommeil » sur la relation âge-cognition.

L’introduction de la sous-dimension « sommeil » dans le modèle de base âge-cognition, avec contrôle du NSC, n’entraine pas d’augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .000 p = .802).

b) Analyse de l’effet d’interaction entre l’âge et le sommeil sur la cognition.

L’ajout supplémentaire du terme d’interaction âge x « sommeil » n’aboutit pas non plus à une augmentation significative de la variance expliquée de la cognition (ΔR² = .002, p = .521).

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Tableau 22 : Modèle 1 de valeurs β normalisées des analyses de régressions multiples pour la sous-dimension « sommeil »

Synthèse :

Les résultats concernant le modèle 1 révèlent que :

 L’analyse des effets (simple et d’interaction) du style de vie « global », et des dimensions « social », « physique » et « autres activités de loisirs » sur la relation âge-cognition est non significative.

 L’analyse de l’impact du style de vie « cognitif » sur la relation âge-cognition montre un effet simple significatif sur la cognition.

 L’analyse de l’impact des « comportements de santé » sur la relation âge-cognition montre un effet simple négatif significatif sur la cognition.

o L’analyse de la sous-dimension « alimentation » sur la relation âge-cognition montre un effet simple négatif significatif sur la cognition.

o L’analyse des effets (simple et d’interaction) des sous-dimensions « tabac », « alcool » et « sommeil » sur la relation âge-cognition est non significative.

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Analyses des modèles 2 : Rôle modérateur du sexe dans la relation entre style

de vie et déclin cognitif lié à l’âge

Ces analyses ont pour objectif de vérifier notre deuxième hypothèse :

H2 : La variable sexe pourrait modérer les effets du style de vie sur le déclin cognitif lié à l’âge.

Dans cette partie, nous présenterons les résultats issus du modèle 2 pour tous les styles de vie observés : 1) Tout d’abord les résultats du style de vie « global » seront présentés, puis 2) les analyses seront décrites pour chacune des 5 dimensions du style de vie, et 3) enfin les résultats des 4 sous-dimensions des « autres comportements de santé » (i.e., alimentation, tabac, alcool et sommeil) seront détaillés.

3.1. Analyse du rôle du sexe dans la relation entre style de vie « global » et déclin