Publié le 30 août 2026, mis à jour le 18 septembre 2026
Légalisation du cannabis au Canada : l’usage a-t-il davantage augmenté chez les personnes ayant un trouble mental ?
L’essentiel
Six vagues d’enquête nationale au Canada, 92 843 répondants de 16 à 65 ans entre 2018 et 2023, soit un an avant et cinq ans après la légalisation du cannabis récréatif d’octobre 2018. Les modèles de régression portent sur 91 907 répondants. La crainte formulée à l’époque était que l’ouverture du marché touche d’abord les personnes les plus vulnérables sur le plan psychique. Ce n’est pas ce que montrent ces données, mais pas non plus pour la raison qu’on lit souvent. L’usage déclaré est environ deux fois plus fréquent chez les personnes rapportant un trouble mental, et cet écart existait déjà lors de la vague antérieure à la légalisation. Il ne s’est pas creusé ensuite : il s’est au contraire resserré, parce que la hausse a été plus marquée chez les personnes sans trouble mental déclaré. Chez les personnes déclarant un trouble anxieux ou une dépression, l’usage au cours des douze derniers mois augmente dès 2019 et reste au dessus du niveau de 2018 toutes les années suivantes, jusqu’en 2023 : ce n’est pas un signal transitoire. Aucune variation significative par rapport à 2018 n’est retrouvée pour le trouble bipolaire, l’état de stress post-traumatique ou la schizophrénie. Le statut de santé mentale est déclaré par les répondants et non établi cliniquement, et le recrutement se fait par panel en ligne : deux limites qui pèsent sur l’interprétation.
Le contexte
La question n’a pas d’application directe en France, où le cannabis récréatif n’est pas légalisé. Elle a en revanche une utilité précise en consultation et dans le débat public : elle fournit des données là où circulent surtout des convictions. Quand un patient, un proche ou un confrère avance que la légalisation ferait exploser la consommation chez les personnes fragiles, il est possible de répondre autre chose qu’une opinion.
Le Canada offre une configuration exploitable : une date de bascule nette, un dispositif d’enquête déjà en place avant la réforme, et cinq années d’observation ensuite. Cela reste une comparaison avant et après, pas une expérimentation.
L’étude en un coup d’œil
| Population | |
| Résidents du Canada âgés de 16 à 65 ans, recrutés par panel en ligne, avec ou sans trouble mental déclaré. Cinq catégories analysées : trouble anxieux, trouble bipolaire, dépression, état de stress post-traumatique, schizophrénie ou trouble psychotique regroupés. Total de 92 843 répondants sur six vagues annuelles, 91 907 dans les modèles de régression après exclusion des non-réponses sur le statut de santé mentale, 1 090 personnes, et sur le niveau d’études, 936 personnes. | |
| Exposition | |
| Période postérieure à la légalisation du cannabis récréatif, entrée en vigueur en octobre 2018, avec des vagues annuelles de 2019 à 2023. | |
| Comparaison | |
| Vague 2018, antérieure à la légalisation, prise comme référence. Les modèles sont stratifiés par trouble : chaque groupe diagnostique est comparé à lui même d’une vague à l’autre, et un groupe distinct rassemble les répondants ne déclarant aucun des cinq troubles. | |
| Critères de jugement | |
| Deux critères. Usage de cannabis au cours des douze derniers mois, défini comme tout usage sur la période. Usage quotidien, défini comme un usage cinq jours par semaine ou plus au moment de l’enquête. | |
| Design | |
| Enquêtes transversales répétées à l’échelle nationale, issues de l’International Cannabis Policy Study. Régression logistique binaire, résultats ajustés et non ajustés, contrastes par paires entre années. Ajustement sur le sexe à la naissance, la tranche d’âge, l’origine ethnique, le niveau d’études, la province et l’adéquation perçue du revenu, avec l’année d’enquête comme variable indicatrice. Pondération par post-stratification calibrée par algorithme de calage. Analyses sous SAS version 9.4. Financement public par les Instituts de recherche en santé du Canada. |
Les résultats
| Résultat | Ce que montrent les données |
|---|---|
| Écart d’usage entre groupes, effet principal | Rapports de cotes ajustés de 1,55 à 2,41 pour l’usage sur douze mois selon le trouble |
| LectureSur l’ensemble de la période, l’usage au cours des douze derniers mois est associé au trouble anxieux, rapport de cotes ajusté 1,96, intervalle de confiance à 95 % 1,88 à 2,04, au trouble bipolaire 2,41, 2,17 à 2,68, à la dépression 2,03, 1,94 à 2,12, à l’état de stress post-traumatique 2,23, 2,09 à 2,39, et à la schizophrénie ou trouble psychotique 1,55, 1,36 à 1,78. Pour l’usage quotidien, les valeurs ajustées vont de 1,56 à 2,38. Toutes ces valeurs sont issues du matériel supplémentaire. C’est le résultat le plus robuste de l’étude, et il est descriptif. | |
| Évolution de l’écart entre 2018 et 2023 | Écart resserré, sans test statistique dédié |
| LecturePoint important, et c’est là que la lecture rapide se trompe. Les auteurs ne testent pas formellement l’évolution de l’écart : il n’y a pas de terme d’interaction entre l’année et le statut de santé mentale, seulement des modèles stratifiés. Sur les prévalences publiées, le rapport entre le groupe trouble anxieux et le groupe sans trouble passe de 2,13 en 2018 à 1,70 en 2023, et pour la dépression de 2,17 à 1,79. En points de pourcentage, l’usage sur douze mois progresse de 6,5 points chez les personnes sans trouble déclaré, contre 1,9 point pour le trouble anxieux et 3,6 points pour la dépression. Écrire que l’écart est resté stable serait inexact. | |
| Trouble anxieux déclaré, usage sur douze mois | Hausse dès 2019, maintenue jusqu’en 2023 |
| LectureRapport de cotes ajusté de 1,33 en 2019 contre 2018, intervalle de confiance à 95 % 1,15 à 1,53, p inférieur à 0,0001. La prévalence reste supérieure à celle de 2018 toutes les années suivantes, y compris en 2023 : rapport de cotes ajusté 1,18, 1,03 à 1,34, p égal à 0,019. Une baisse est observée entre 2021 et 2022, 0,89, 0,81 à 0,98, p égal à 0,021. | |
| Dépression déclarée, usage sur douze mois | Même profil, hausse maintenue jusqu’en 2023 |
| LectureRapport de cotes ajusté de 1,47 en 2019 contre 2018, intervalle de confiance à 95 % 1,26 à 1,73, p inférieur à 0,0001. En 2023 contre 2018, 1,25, 1,07 à 1,45, p égal à 0,0040. L’intervalle de 2019 ne frôle pas 1 : sa borne inférieure est à 1,26. | |
| Absence de trouble mental déclaré, usage sur douze mois | Hausse la plus forte, maintenue sur toutes les vagues |
| LectureRapport de cotes ajusté de 1,52 en 2019 contre 2018, intervalle de confiance à 95 % 1,37 à 1,68, p inférieur à 0,0001, et de 1,58 en 2023 contre 2018, 1,43 à 1,75, p inférieur à 0,0001. La prévalence passe de 20,8 % à 27,3 %. C’est ce groupe, et non les groupes cliniques, qui porte la hausse post-légalisation. | |
| Trouble bipolaire, stress post-traumatique, schizophrénie | Aucune variation significative par rapport à 2018 |
| LectureDans les modèles ajustés, aucun contraste entre 2018 et une année postérieure n’atteint le seuil de signification pour l’usage sur douze mois. Deux contrastes ponctuels entre 2022 et 2023 sont rapportés, pour le trouble bipolaire, 1,46, 1,09 à 1,96, p égal à 0,012, et pour la schizophrénie, 1,44, 1,00 à 2,08, p égal à 0,05, ce dernier intervalle touchant la valeur nulle. Il s’agit d’analyses réalisées et non concluantes, ce qui n’est pas une démonstration d’absence d’effet : les effectifs de ces strates sont les plus faibles de l’étude, 3 001 pour le trouble bipolaire, 6 522 pour le stress post-traumatique, 1 882 pour la schizophrénie, et les intervalles de confiance y sont très larges, jusqu’à 0,86 à 3,79 pour un seul contraste. Aucun calcul de puissance n’est rapporté. | |
| Usage quotidien | Hausse en 2019 dans le seul groupe sans trouble déclaré |
| LectureEntre 2018 et 2019, aucune variation de l’usage quotidien chez les personnes déclarant un trouble anxieux, une dépression, un trouble bipolaire ou un état de stress post-traumatique. Chez les personnes sans trouble déclaré, rapport de cotes ajusté 1,34, intervalle de confiance à 95 % 1,10 à 1,62, et l’usage quotidien reste supérieur à 2018 toutes les années suivantes. Des hausses plus tardives sont décrites entre 2018 et 2021 pour le trouble anxieux, 1,34, 1,11 à 1,61, et pour la dépression, 1,37, 1,13 à 1,68, suivies d’une baisse en 2022 dans les deux groupes. Pour la schizophrénie, la hausse entre 2018 et 2019 n’est pas significative, 2,31, 0,97 à 5,52, p égal à 0,06. Ce critère est cliniquement plus parlant que l’usage sur douze mois. | |
Une remarque sur la formulation, parce qu’elle change tout. Dire que l’usage a davantage augmenté chez les personnes sans trouble mental, et dire que l’écart entre les deux groupes est resté stable, ne sont pas des affirmations équivalentes, et une seule des deux correspond à cette publication. C’est la première. Les auteurs écrivent explicitement que la prévalence a augmenté davantage chez les personnes sans antécédent de trouble mental, avec peu de changements chez les autres. Les prévalences publiées vont dans le même sens : le rapport entre les deux groupes diminue de vague en vague. Reste une réserve de méthode, qui appartient au lecteur et non aux auteurs : cette comparaison entre strates n’est pas testée statistiquement, et des rapports de cotes issus de modèles stratifiés ne se comparent pas directement entre eux quand les prévalences de départ diffèrent, 44,4 % contre 20,8 % en 2018. La direction est claire, son ampleur ne l’est pas.
Le contrôle de qualité
| Point contrôlé | Verdict |
|---|---|
| Effectif et durée d’observation | Considérables |
| Constat92 843 répondants décrits, 91 907 dans les modèles, et six vagues annuelles couvrant un an avant et cinq ans après la réforme. Cette durée permet de distinguer un effet transitoire d’un effet installé, ce que peu d’études de ce champ autorisent. | |
| Pondération de l’échantillon | Post-stratification |
| ConstatCalage sur des totaux de population connus, âge croisé sexe croisé province, niveau d’études, et âge croisé statut tabagique, puis redimensionnement des poids sur l’effectif analysé de chaque année. Elle corrige la composition observable, pas la propension à répondre. | |
| Recueil du statut de santé mentale | Déclaratif |
| ConstatAucun diagnostic standardisé, un item auto-rapporté par trouble. Deux mesures sont utilisées, l’expérience sur douze mois et le diagnostic vie entière, et la question n’a pas été posée à l’identique à toutes les vagues : aux vagues 1 et 2, les répondants passaient d’abord par une question sur l’expérience vie entière avant la question sur les douze derniers mois, alors que les vagues 3 à 6 ne comportaient que la seconde. Les auteurs signalent eux mêmes que le trouble bipolaire et le trouble de la personnalité borderline sont regroupés, ce qui est une limite lourde en psychiatrie. | |
| Mode de recrutement | Panel en ligne |
| ConstatÉchantillonnage non probabiliste, par panel commercial. Les personnes les plus vulnérables, dont celles en situation de précarité de logement ou présentant une pathologie sévère décompensée, sont structurellement sous-représentées. Ce sont précisément celles sur lesquelles portait l’inquiétude initiale. | |
| Participation au fil des vagues | En baisse |
| ConstatLe taux de coopération passe de 64,2 % en 2018 à 53,8 % en 2023. Une comparaison avant et après suppose que la composition non observable des répondants ne change pas sur la période, ce qu’une participation en recul rend moins probable. | |
| Désirabilité sociale | Variable dans le temps |
| ConstatDéclarer un usage de cannabis n’a pas la même charge avant et après sa légalisation. Une part de la variation observée peut relever de la disposition à répondre plutôt que du comportement. Cette limite n’est pas discutée par les auteurs. | |
| Comparaisons multiples | Aucune correction rapportée |
| ConstatDeux critères de jugement, six groupes, six vagues, des contrastes d’année à année et des contrastes contre 2018, en modèles ajustés et non ajustés, plus une analyse de sensibilité sur le diagnostic vie entière. Aucune procédure de contrôle du risque de première espèce n’est mentionnée. Un signal isolé sur une seule vague doit être lu avec cette réserve. | |
| Cohérence arithmétique des chiffres publiés | Deux écarts |
| ConstatDeux points ne se recomposent pas. L’effectif de l’analyse de sensibilité est donné à 91 794 alors que les exclusions annoncées, 1 216 et 489 à partir de 93 933, conduisent à 92 228. Et plusieurs valeurs de p inférieures à 0,0001 sont associées à des intervalles de confiance qui ne les autorisent pas, par exemple un rapport de cotes de 1,34 avec un intervalle de 1,10 à 1,62. Cela n’invalide pas les conclusions, cela justifie de citer chaque valeur avec son intervalle plutôt qu’avec son p. | |
| Financement | Public |
| ConstatInstituts de recherche en santé du Canada, subvention de projet et subvention passerelle, référence PJT-153342. Les auteurs indiquent que le promoteur n’a joué aucun rôle dans la conception, le recueil, l’analyse, l’interprétation, la rédaction ni la décision de soumettre. Aucun financement industriel n’est déclaré. | |
| Liens d’intérêts | Un lien déclaré |
| ConstatLe dernier auteur déclare une activité rémunérée de témoin expert pour le compte d’autorités de santé publique, en réponse à des actions en justice des industries du tabac, du vapotage et du cannabis. Les autres auteurs déclarent n’avoir aucun conflit d’intérêts. Ce lien va plutôt à l’encontre de conclusions favorables à l’industrie, ce qui n’exonère de rien : il reste à vérifier que la formulation des conclusions colle aux données, et c’est bien là que se situe la principale réserve de cette analyse. | |
Lecture critique
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Adéquation du design à la question | Appropriée |
| ConstatPour une question de prévalence à l’échelle d’un pays, l’enquête transversale répétée est le bon outil. Une randomisation est ici impossible, et la comparaison avant et après reste ce qui se fait de mieux. Elle ne permet aucune inférence causale, ni sur l’effet de la loi, ni sur le lien entre cannabis et trouble mental. | |
| Registre des énoncés des auteurs | Descriptif |
| ConstatLes auteurs restent sur un registre descriptif et n’affirment nulle part que la légalisation a causé les variations observées. À noter cependant qu’ils ne posent pas non plus de mise en garde explicite sur l’impossibilité de conclure causalement à partir de ce design. Le seul énoncé causal du texte porte sur la relation entre cannabis et santé mentale en général, dans l’introduction, et non sur leurs propres résultats. | |
| Fidélité du résumé aux résultats | Formulation trop lisse |
| ConstatLa conclusion des auteurs, peu de changements chez les personnes déclarant un trouble mental, lisse un résultat plus nuancé. Pour le trouble anxieux et la dépression, l’usage sur douze mois augmente dès 2019 et reste significativement supérieur à 2018 chaque année jusqu’en 2023. Ce n’est pas rien, et cela mérite d’être dit avant de reprendre la conclusion rassurante. L’énoncé exact et défendable est le suivant : la hausse a été plus marquée chez les personnes sans trouble mental déclaré. | |
| Validité de la mesure d’exposition psychiatrique | Faible |
| ConstatLe déclaratif regroupe sous une même étiquette des situations cliniques très différentes. Les auteurs relèvent d’ailleurs que la prévalence des troubles y est supérieure à celle des enquêtes nationales de référence, 25 % de diagnostics vie entière de trouble anxieux en 2023 contre 15,3 %. Cette imprécision tend à rapprocher les groupes l’un de l’autre, donc à atténuer un écart réel plutôt qu’à en créer un. | |
| Portée de la conclusion rassurante | Limitée |
| ConstatLa population la plus exposée au risque est celle que le dispositif capte le moins bien. Une absence de signal chez les répondants d’un panel en ligne ne dit pas ce qui se passe chez les personnes qu’aucun panel ne recrute. Les auteurs rappellent eux mêmes que les données hospitalières canadiennes et américaines montrent, sur la même période, une augmentation des troubles de l’usage du cannabis et des associations avec la psychose. | |
Niveau de preuve
La confiance est élevée sur la description : l’usage de cannabis est environ deux fois plus fréquent chez les personnes déclarant un trouble mental, avant comme après la réforme. Elle est moyenne sur l’évolution comparée des deux groupes, parce que la direction est nette mais qu’aucun test ne la formalise. Elle est faible sur toute lecture causale, et faible aussi sur ce qui concerne les troubles les plus sévères, dont les effectifs sont les plus réduits et la représentation la moins bonne.
Ce qui est démontré, au sens de ce que les données publiées établissent directement : l’usage de cannabis est nettement plus fréquent chez les personnes déclarant un trouble mental, à toutes les vagues, et l’usage sur douze mois a augmenté après 2018 dans le groupe sans trouble déclaré comme dans les groupes trouble anxieux et dépression, avec une hausse plus importante dans le premier. Ce qui est suggéré : que la légalisation n’ait pas produit d’effet différentiel défavorable aux personnes ayant un trouble mental, la comparaison entre groupes n’étant pas testée. Ce qui relève de l’opinion d’expert : la transposition de ce constat à un autre pays, avec un autre marché, une autre offre et une autre politique de prévention.
Une dernière précision, qui vaut d’être posée explicitement. Cette étude porte sur la prévalence de l’usage. Elle ne dit rien de ce que le cannabis fait à ceux qui l’utilisent : ni sur la trajectoire d’un trouble psychotique, ni sur la réponse au traitement, ni sur le risque de transition vers un usage problématique. Constater qu’une fréquence d’usage n’a pas augmenté davantage dans un groupe n’est en aucun cas un argument d’innocuité.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« Utile pour le débat, inutile pour ma consultation de demain. L’écart de un à deux existait déjà avant, et ce sont les gens sans trouble qui ont rattrapé, pas mes patients qui ont décroché. Chez les anxieux et les déprimés, la hausse est là et elle tient cinq ans. Et c’est du déclaratif sur panel en ligne, mes patients les plus concernés ne sont dans aucun panel. »
Traduction pour la pratique : rien ne change dans la prise en charge d’un patient qui consomme. Cet article sert à répondre à une question de politique de santé avec des chiffres plutôt qu’avec une intuition, et à ne pas confondre une question de prévalence avec une question de risque individuel.
Ce que vous pouvez en faire
- Disposer d’une réponse documentée quand la question de la légalisation surgit en consultation ou en réunion : sur cinq ans de données canadiennes, la hausse de l’usage a été plus marquée chez les personnes sans trouble mental déclaré que chez les autres.
- Ne pas dire pour autant que rien n’a bougé chez les personnes ayant un trouble mental. Chez celles déclarant un trouble anxieux ou une dépression, l’usage sur douze mois est resté supérieur au niveau de 2018 chaque année jusqu’en 2023.
- Ne pas transformer ce constat en argument d’innocuité. L’étude mesure une fréquence d’usage, pas un effet du cannabis sur une trajectoire psychiatrique.
- Retenir que l’écart de un à deux préexiste à toute réforme. C’est un motif de dépistage systématique de la consommation chez les patients suivis, indépendamment du cadre légal.
- Se rappeler que les patients les plus sévèrement atteints sont ceux que ce type d’enquête capte le moins. L’absence de signal dans ces sous-groupes n’a pas la même valeur que dans les autres.
Questions fréquentes
Ces résultats s’appliquent-ils à la France ?
Non, pas directement. Le cannabis récréatif n’y est pas légalisé, le marché, l’offre et les politiques de prévention diffèrent. Ces données éclairent un débat, elles ne prédisent pas ce que produirait une réforme dans un autre pays.
La légalisation est-elle donc sans danger pour les personnes vulnérables ?
Cette étude ne permet pas de le dire. Elle observe que la fréquence d’usage déclarée a moins augmenté chez elles que dans le reste de la population. Elle ne mesure ni les conséquences cliniques de cet usage, ni ce qui se passe chez les personnes que l’enquête ne touche pas.
L’usage a-t-il augmenté chez les personnes anxieuses ou déprimées ?
Oui, et c’est un point souvent perdu dans la synthèse. L’usage au cours des douze derniers mois augmente dès la première année suivant la légalisation, rapport de cotes ajusté 1,33, intervalle de confiance à 95 % 1,15 à 1,53 pour le trouble anxieux, et 1,47, 1,26 à 1,73 pour la dépression, et il reste significativement supérieur au niveau de 2018 chaque année jusqu’en 2023. Ce qui est vrai, c’est que la hausse a été plus forte encore chez les personnes sans trouble déclaré.
Et pour le trouble bipolaire, l’état de stress post-traumatique et la schizophrénie ?
Aucune variation significative par rapport à 2018 n’est retrouvée, sur aucune des deux mesures d’usage. Ce résultat doit être lu pour ce qu’il est : des analyses réalisées et non concluantes, sur les effectifs les plus faibles de l’étude, avec des intervalles de confiance très larges et sans calcul de puissance rapporté. Ce n’est pas une preuve d’absence d’effet.
Pourquoi l’écart de un à deux existe-t-il ?
L’étude le constate, elle ne l’explique pas. Plusieurs hypothèses coexistent dans la littérature, de l’automédication des symptômes à des facteurs de risque communs. Un dispositif transversal ne permet pas de les départager, ni d’établir un sens de causalité.
Le lien d’intérêts déclaré remet-il en cause les résultats ?
Il ne les invalide pas. Il est déclaré, le financement est public, et le lien concerne une activité d’expertise face aux industries du tabac, du vapotage et du cannabis, et non pour elles. Il justifie une attention à la manière dont les conclusions sont formulées, pas un rejet de l’article.
Bibliographie commentée
Étude source. Rundle S, Iraniparast M, Hammond D. The prevalence of cannabis use pre-versus post-cannabis legalization in Canada by mental health status: findings from national repeat cross-sectional surveys. The Lancet Regional Health – Americas, 2026, volume 55, numéro d’article 101373. DOI 10.1016/j.lana.2026.101373. Article en accès libre sous licence Creative Commons.
Matériel supplémentaire de la publication. Le tableau supplémentaire 1 rassemble les effets principaux de chaque trouble sur l’usage sur douze mois et sur l’usage quotidien, sur 91 907 répondants. C’est la source des rapports de cotes de 1,55 à 2,41 cités plus haut, et elle a été consultée. Le tableau supplémentaire 2, consacré à l’analyse de sensibilité sur le diagnostic vie entière et portant sur 91 794 répondants, n’était pas lisible dans le document consulté : ses valeurs ne sont donc pas reprises ici, et l’affirmation des auteurs selon laquelle les deux mesures donnent des résultats très cohérents n’a pas pu être vérifiée.
Analyse antérieure sur la même cohorte d’enquêtes, citée par les auteurs. Sorkhou M, Johnstone S, Weinberger AH, et al. Changes in cannabis use patterns in psychiatric populations pre-and post-legalization of recreational cannabis use in Canada: a repeated cross-sectional survey. Cannabis, 2024, volume 7, numéro 3, pages 1 à 13. DOI 10.26828/cannabis/2024/000238. Portant sur les trois premières vagues, elle concluait à une hausse de l’usage quotidien chez les personnes atteintes de schizophrénie. Les auteurs de la présente étude expliquent cette divergence par un artefact de dénominateur : le résultat reposait sur la part relative de l’usage quotidien parmi les usagers, tirée par une baisse de l’usage non quotidien. Référence relevée dans la bibliographie de l’article source, non vérifiée indépendamment.
Collections éditoriales
Étiquettes