La réponse sera « Non, on ne le peut pas du tout » si on demande que chaque proposition avancée soit fondée sur des données parfaitement adéquates et sur un traitement statistique irréprochable de celles-ci. En revanche, si l’on s’autorise de petits écarts aux règles de bonne conduite statistique, on pourra avancer prudemment une réponse de ce type : « On ne saurait affirmer qu’il existe une différence entre les comportements féminin et masculin concernant la consommation d’animaux aquatiques, la consommation d’œufs, ou la consommation de produits laitiers considérés dans leur ensemble. La seule différence détectable concerne la chair d’animaux terrestres : les femmes sont davantage portées que les hommes à consommer des volailles, tandis que les hommes se tournent davantage que les femmes vers la chair de mammifères. »
On peut tirer l’une ou l’autre des réponses ci-dessus de l’examen des résultats de l’enquête menée sur les pratiques alimentaires en France par l’ANSES, tels qu’ils apparaissent dans le rapport INCA 3 (2017). On y trouve des données chiffrées décrivant comment la consommation de chacun des deux sexes se répartit entre 43 grandes catégories d’aliments et boissons. Ces informations sont fournies séparément pour les adultes, les enfants et les adolescents.
Bien qu’INCA 3 soit la meilleure source dont on dispose, ce rapport n’a pas été conçu pour répondre à l’interrogation qui nous occupe. Les chiffres se rapportant à des catégories d’aliments mêlant produits animaux et végétaux dans des proportions indéterminées ne sont pas exploitables. On doit donc se résoudre à n’examiner que les catégories correspondant à des produits qui sont exclusivement d’origine animale. Pour celles-là, on est obligé de procéder à un tri qui n’est pas effectué dans le rapport. En effet, on doit neutraliser l’impact du fait que l’apport calorique des hommes est globalement supérieur à celui des femmes afin de faire apparaître uniquement ce qui résulte des préférences ou habitudes qui portent à consommer plus ou moins de tel aliment.
Il est facile de neutraliser le facteur parasite à l’échelle de l’échantillon des personnes qui ont participé à l’enquête. Le problème est que lorsqu’on constate un écart hommes-femmes dans l’échantillon, en raisonnant à apport calorique identique, on est obligé de recourir à un « bricolage » statistique pour deviner si cet écart existe aussi dans la population. C’est à ce prix qu’on obtient le deuxième type de réponse évoqué plus haut.
On n’a donc qu’une connaissance faible et incertaine de la façon dont les styles de consommation féminin et masculin affectent les animaux élevés ou pêchés à des fins alimentaires. Dans ces conditions, il ne semble pas opportun pour les organisations qui défendent ces animaux de prendre en compte la variable « genre » dans l’élaboration de leurs stratégies.
Introduction
L’objet de cet article est de mettre en évidence ce que l’on sait, et ce que l’on ignore, du caractère genré de l’alimentation en France concernant les produits d’origine animale (POA). On adoptera une optique animaliste, en abordant les pratiques alimentaires sous l’angle de leurs effets sur les animaux. Plus exactement, la question soulevée est la suivante : peut-on établir si, par la nature des aliments qu’ils consomment (Footnote: L’idée est de se concentrer sur la composition par types de produits du contenu des assiettes (tels aliments plutôt que tels autres). Cette composition peut résulter d’un choix personnel pleinement conscient, ou être l’effet de l’habitude, ou encore être en grande partie déterminée par l’insertion des mangeurs dans un collectif comme c’est le cas lorsque des repas sont pris en famille ou entre amis. Quand bien même on voudrait distinguer ce qui est dû à chacun de ces facteurs, on ne disposerait pas des moyens de le faire.
Il m’arrivera dans la suite de l’article de parler des « choix alimentaires » ou des « choix d’aliments » ou encore des « préférences alimentaires » des hommes et des femmes. Considérez qu’il s’agit d’un raccourci pour désigner les divers facteurs influant sur la structure du panier alimentaire évoqués ci-dessus.), ce sont les hommes ou les femmes qui ont les effets les plus nocifs sur les animaux en termes de souffrances causées et de nombre de morts provoquées ? Ruinons tout de suite le suspense en donnant la solution : on ne dispose pas de toutes les données nécessaires pour traiter cette question. Le présent article ne contient quasiment rien d’autre que ce résultat négatif, accompagné de l’exposé des raisons pour lesquelles il est difficile de se prononcer.
Vous êtes surpris ? La raison en est sans doute que vous pensiez connaître la réponse, à savoir que ce seraient assurément les comportements alimentaires des hommes qui causeraient le plus de dommages aux animaux. Le chemin par lequel vous avez acquis cette conviction est peut-être que, directement ou indirectement, vous avez connaissance du lien entre viande et masculinité établi par des féministes. Le sujet a fait une entrée fracassante dans l’espace public avec la petite phrase de Sandrine Rousseau et le déferlement de commentaires hostiles ou approbateurs qu’elle a déclenchés. « Il faut aussi changer de mentalité pour que manger une entrecôte cuite sur un barbecue ne soit plus un symbole de virilité » déclarait-elle en août 2022. La chose est devenue un mème journalistique. Aujourd’hui encore, les auteurs d’articles traitant de l’alimentation carnée agrémentent volontiers leur prose d’une référence à l’épisode « Rousseau-barbecue ».
Les chiffres cités dans un article du Monde du 8 septembre 2022, signé par Mathilde Gérard, ont été maintes fois évoqués dans les écrits soulignant la différence hommes-femmes dans le rapport à la viande : « les hommes mangent 50 % de plus de charcuterie que les femmes (34,2 grammes par jour en moyenne pour les hommes, contre 20,9 grammes pour les femmes) et près de deux fois plus de viande (hors volaille) (61,2 grammes par jour, contre 34,1 pour les femmes). »
Ces chiffres sont tirés de l’unique document sérieux disponible fournissant des indications chiffrées, en grammes, sur les pratiques de consommation alimentaires en France : le rapport INCA 3 de l’ANSES, publié en 2017. Celui-ci est basé sur une enquête menée en 2014 et 2015, auprès d’un échantillon représentatif des personnes résidant en France métropolitaine. Nous allons nous aussi nous reporter à ce document dans ce qui suit. On verra qu’en complétant les données citées par Mathilde Gérard par ce qu’on trouve d’autre dans ce rapport à propos de la consommation de POA selon le genre, on réalise l’impossibilité dans laquelle on se trouve de déterminer si les habitudes alimentaires des hommes sont plus ou moins néfastes aux animaux que celles des femmes. Et même concernant spécifiquement la viande, l’écart hommes-femmes apparaît à la fois moins massif et moins mesurable – voire moins certain – que ne le suggèrent les chiffres précités quand on y adjoint d’autres éléments.
1. Rareté des données sur les quantités d’aliments ingérés
Il peut paraître surprenant de se référer à des données recueillies il y a plus de 10 ans alors que les pratiques alimentaires ont certainement connu des évolutions depuis lors. La raison en est qu’on ne dispose d’aucune autre source fournissant des données quantitatives sur les aliments ingérés et où autant de précautions ont été prises pour inciter les participants à se montrer rigoureux dans les informations fournies : les personnes sélectionnées ont rencontré un enquêteur en face à face et ont été contactés par téléphone par un autre enquêteur chaque fois qu’elles devaient communiquer leur consommation de la veille ; différents supports ont été mis à la disposition des participants (ou à celle d’un adulte référent concernant les enfants) pour les aider à évaluer correctement la taille/poids des portions consommées ; etc.
Au total, 5855 personnes résidant en France métropolitaine ont été recrutées, dont 2698 enfants et adolescents âgés de 0 à 17 ans et 3157 adultes âgés de 18 à 79 ans. Il leur a été demandé de relever le détail de leurs prises d’aliments et de boissons pendant 3 jours non consécutifs.
Si les études soignées de ce genre sont si rares, c’est parce que l’exercice est extrêmement contraignant pour les personnes sondées. Nous ne savons pas spontanément énumérer, et encore moins quantifier, tout ce que nous avons mangé et bu la veille, que ce soit pendant ou hors des repas. Si on nous demande de le faire, nous nous lassons vite et omettons facilement une partie de notre consommation ou estimons mal les quantités consommées. D’ailleurs, malgré les efforts déployés pour motiver les participants, les enquêteurs de l’ANSES ont vu une part non négligeable des personnes recrutées déserter l’exercice. Les chercheurs ont dû se résoudre à utiliser non seulement les réponses des personnes qui avaient tenu 3 jours, mais aussi celles des personnes qui n’ont résisté que deux jours, pour disposer d’un panel suffisant. Même ainsi, pour les adultes, les observations n’ont pu porter que sur 1934 personnes, tandis que des données n’ont pu être collectées que sur 1972 jeunes de 0 à 17 ans.
2. Les biais des données déclaratives
Beaucoup de précautions ont été prises. Cependant, les données recueillies par l’ANSES sur les pratiques alimentaires restent purement déclaratives (Footnote: On voit mal comment il pourrait en être autrement, du moins tant qu’on n’a pas inventé l’appareil qui enregistrerait automatiquement nos prises alimentaires sans que nous n’ayons rien à faire. Placer un enquêteur 24 h/24 derrière chaque sondé ne serait pas une solution : outre le coût exorbitant, le fait d’être sous le regard de cet observateur altèrerait les comportements.). Or, on sait que les déclarations reflètent imparfaitement la réalité de la consommation. C’est pourquoi il est bon de rappeler ce qui ressort des travaux sur la question (Footnote: J’avoue n’avoir survolé que quelques résumés d’articles au sujet des biais qui entachent les résultats des enquêtes où il est demandé aux sondés un compte rendu détaillé de leurs prises alimentaires. Je me suis ensuite tournée vers les deux chats qui m’assistent (Le Chat Mistral et Chat GPT) qui m’ont aimablement fourni une synthèse des travaux sur le sujet.). Les écarts proviennent pour partie du biais de désirabilité, c’est-à-dire du désir de donner une bonne image de soi. On sait par exemple que les personnes en surpoids ont tendance à indiquer des portions inférieures à celles réellement ingérées, ou qu’il arrive que les gens sous-déclarent leur consommation de produits réputés malsains (sucreries, charcuterie, alcool).
À cela s’ajoutent les oublis de certaines prises alimentaires, en particulier quand elles ont lieu hors des repas, ainsi que l’estimation inexacte des portions (Footnote: Les auteurs d’INCA 3 sont tout à fait conscients que leur enquête n’échappe pas à ce problème. Une section du rapport (p. 92-93) propose même une estimation des pourcentages de sous-déclarants et de sur-déclarants parmi les participants. Toutefois, la méthode employée permet seulement de détecter les surestimations ou sous-estimations au niveau du total des aliments consommés et non de préciser quels sont les produits responsables de l’écart entre consommation réelle et déclarée.).
Pour partie, les biais dans les déclarations sont différents selon le genre. Les femmes sont plus scrupuleuses que les hommes dans le relevé du détail des produits consommés. En revanche, elles tendent plus que les hommes à déclarer des quantités consommées inférieures à la réalité, en particulier quand elles sont en surpoids ou quand il s’agit de produits réputés malsains. Les hommes oublient davantage que les femmes de rapporter les collations prises hors des repas et peuvent en revanche surestimer les portions des éléments principaux des repas. En résumé, les hommes sont moins consciencieux dans la réalisation de leurs comptes rendus, mais aussi moins sujets au biais de désirabilité.
Le fait que les biais soient pour partie genrés est évidemment ennuyeux étant donné que notre questionnement porte sur l’existence d’une différence de choix alimentaires entre les hommes et les femmes concernant les POA. Il est possible que les chiffres tirés d’INCA 3 rapportés par Mathilde Gérard cités plus haut exagèrent l’écart entre les sexes : peut-être certaines femmes ont-elles sous-estimé leur consommation de charcuterie par souci conscient ou inconscient de paraître attentives aux recommandations diététiques ; peut-être certains hommes ont-ils surestimé leur consommation de viandes hors volailles parce que cet élément était perçu comme la composante la plus marquante d’un repas. Toutefois, on ne dispose d’aucun moyen d’évaluer l’importance de l’écart entre les quantités déclarées et celles effectivement ingérées. C’est pourquoi, dans ce qui suit, nous raisonnerons comme si les quantités déclarées étaient conformes à la réalité, même si nous pouvons garder à l’esprit qu’il y a doute à ce sujet.
3. INCA 3 : un rapport magistral et… inadapté à notre quête
Le rapport INCA 4 aurait dû paraître 7 ans après la parution d’INCA 3. On l’attend toujours. La raison en est peut-être que les financements manquent pour mener à bien une étude d’une telle ampleur. Si vous feuilletez le rapport INCA 3 (plus de 500 pages), vous sentirez que ce n’est pas seulement l’enquête qui coûte cher, mais l’expertise déployée pour traiter et interpréter, sous divers angles, les données recueillies. Seulement, l’objectif poursuivi par l’ANSES n’est nullement de quantifier la consommation de POA et de détailler les facteurs sociodémographiques qui influent sur celle-ci. Il est de recueillir des informations sur les pratiques alimentaires, mais aussi sur la sédentarité et l’activité physique, parce qu’elles influent sur la santé des Français et que cet état des lieux peut servir de base à des recommandations et des politiques destinées à encourager un mode de vie plus sain.
Sans que cela occupe une place prédominante dans l’étude, certaines informations sont toutefois ventilées par sexe. C’est parmi les données de ce type que nous allons puiser ce que nous pouvons – et ce sera souvent peu – concernant les produits d’origine animale.
Dans un premier temps, nous allons nous concentrer sur deux pages du rapport (p. 475-476), c’est-à-dire sur l’annexe 8 d’INCA 3 qui porte sur les adultes (la consommation des enfants et adolescents ne sera évoquée qu’ensuite). Cette annexe contient un tableau synthétique. C’est de là que viennent les chiffres cités par Mathilde Gérard et par beaucoup d’autres. Ils sont exacts, et pourtant le fait de ne citer qu’eux parmi une forêt d’autres chiffres peut laisser une impression trompeuse : l’impression d’avoir sous les yeux une mesure exacte d’une différence de comportement hommes-femmes, et une preuve que l’écart entre les deux sexes est énorme. Quand on considère l’ensemble dont ces données sont extraites, on voit se dessiner un paysage beaucoup plus flou – une image difficile à interpréter tant les inconnues sont nombreuses.
Et maintenant, il me faut aborder le point délicat qui risque de faire fuir 90 % des lecteurs (Noooon ! Restez !) : je vous propose d’examiner le tableau de l’annexe 8, et pour cela de commencer par le télécharger en cliquant ici, sans quoi vous ne saisirez pas à quoi la suite fait référence.
Ça y est ? Vous avez le tableau ?
4. Comprendre la structure de l'annexe 8 d'INCA 3
C’est parti pour la visite guidée de cette annexe 8. Pour le moment, il s’agit seulement de comprendre l’organisation du tableau.
4.1. Les groupes d'aliments
Les aliments et boissons ont été regroupés en 43 catégories : celles dont vous voyez les intitulés dans la première colonne. Si vous souhaitez connaître le détail de ce qui est inclus dans chacune des catégories, reportez-vous à l’annexe 2 du rapport (p. 455-457).
La liste des groupes d’aliments suffit pour réaliser qu’INCA 3 ne permet pas de connaître les quantités (en grammes) des divers types de POA consommés par les hommes et femmes de l’échantillon. En effet, une fois exclues les catégories ne comportant aucune composante animale, il reste :
- des entrées correspondant à des produits animaux purs ou quasi-purs (par exemple : laits, fromages, poissons, abats…) ;
- des entrées correspondant à des préparations dont les produits animaux sont la principale composante (les plats à base de viandes et plats à base de poissons) ;
- et des entrées où les produits animaux sont une composante parmi d’autres (par exemple les viennoiseries ou les sandwichs et pizzas).
Chaque fois que des POA sont mêlés à des ingrédients végétaux dans des préparations, rien dans le rapport ne permet de déterminer leur part relative dans l’ensemble, et d’en déduire combien de grammes ont été ingéré en consommant ces produits mixtes. On peut donc dès à présent affirmer qu’on ne pourra pas déterminer combien, au total, les hommes et femmes consomment de chair animale, œufs ou laitages. Néanmoins, à ce stade, on peut encore espérer tirer des informations intéressantes sur le caractère genré, ou pas, de la consommation des groupes d’aliments qui sont des POA purs ou des préparations principalement composées de POA. Si on parcourt des yeux la colonne 1 du tableau, on constate que d’assez nombreuses lignes sont concernées, à savoir les 13 suivantes : laits ; yaourts et fromages blancs ; fromages ; matières grasses animales ; œufs et plats à base d’œufs ; viandes (hors volailles) ; volailles ; charcuterie ; poissons ; crustacés et mollusques ; abats ; plats à base de viande ; plats à base de poissons.
Regardons à présent les trois grandes composantes du tableau, en laissant pour la fin l’explication concernant les tests.
4.2. Taux de consommateurs
Les participants à l’enquête ont relevé le détail de leur consommation pendant 2 ou 3 jours. Le « taux de consommateurs » indique quel pourcentage d’entre eux ont consommé au moins une fois les produits de chaque catégorie. Comme on le voit dans la colonne « % » la consommation de certaines catégories de produits est très répandue, tandis que celle d’autres produits est rare. On constate sur la première ligne que presque tout le monde consomme du pain.
L’avant-dernière ligne est intéressante pour notre sujet, bien qu’elle ne concerne pas des produits animaux, puisqu’elle porte sur la consommation de substituts aux POA. Si l’on se reporte au détail de la composition de cette catégorie, on voit qu’elle inclut aussi bien les simili-carnés que les laits, yaourts et crèmes végétaux. En 2014-2015, elle offrait un exemple de consommation rare. (Les choses ont certainement évolué depuis.) Bien que faible chez les deux sexes, le taux de consommateurs était nettement plus élevé chez les femmes (5,5 % contre 2,6% chez les hommes de l’échantillon). En revanche, les résultats de l’enquête ne permettaient pas de conclure à une consommation plus élevée de ces produits chez les femmes que chez les hommes dans la population française, que ce soit en volume (en grammes) ou en part relative dans le panier alimentaire.
Reste à expliquer le sens des chiffres entre crochets qui suivent le taux de consommateurs. Par exemple, pour les substituts aux POA, s’agissant des femmes, on lit : [4,2 % - 7,2 %]. Il s’agit de l’intervalle de confiance à 95 %, qui est une façon d’essayer de passer d’une information qui ne concerne qu’un échantillon à une estimation concernant l’ensemble de la population. L’information apportée par l’intervalle de confiance peut être formulée comme suit : la proportion de consommatrices de substituts aux POA dans la population se situe, avec un niveau de confiance de 95 %, entre 4,2 % et 7,2 % (Footnote: Ce qui nous intéresse, ce sont les caractéristiques (inconnues) de la population et non celles de l’échantillon. En l’occurrence : le taux T de consommatrices de substituts aux POA parmi les femmes adultes résidant en France. On sait que si on prélevait 100 fois un échantillon dans les mêmes conditions que dans l’enquête de l’ANSES, dans 95 % des cas le vrai taux T se trouverait dans les intervalles de confiance qu’on aurait associés aux taux observés dans les échantillons. Mais dans 5 % des cas, il ne s’y trouverait pas. C’est pourquoi nous avons un niveau de confiance de 95 % (et non de 100 %) dans la véracité de la proposition : « Le taux T se trouve dans l’intervalle [4,2 % - 7,2%] ».).
4.3. Consommation en grammes par jour
La deuxième partie du tableau contient les informations précieuses, parce que rares, apportées par INCA 3, à savoir des quantités consommées par les personnes de l’échantillon. Il n’est pas nécessaire, je crois, d’expliquer les indicateurs utilisés pour résumer la série des données individuelles : moyenne, médiane et écart-type (un indicateur de la dispersion des données). Les moyennes et médianes ont été calculées en incluant les valeurs individuelles nulles (les zéros associés aux personnes qui n’ont pas du tout consommé telle catégorie de produits pendant les 2 ou 3 jours de l’enquête).
Les moyennes, médianes et écarts-types apportent moins d’informations que la série complète des données individuelles recueillies. Est-il possible de travailler directement sur la base de données ? Si oui, on pourrait en extraire des informations utiles pour notre sujet. Malheureusement, la réponse est non, bien que la base de données brute soit à la disposition du public. En effet, les chiffres d’INCA 3 ne découlent pas directement d’un traitement statistique standard des réponses recueillies. Les données ont été redressées (retouchées) pour assurer la représentativité de l’échantillon. Et comme nous n’avons pas accès aux données redressées, nous ne pouvons pas en extraire des résultats complémentaires non fournis dans le rapport et qu’il nous intéresserait de connaître (Footnote: Dans le cas contraire, il eût été possible de donner les valeurs exactes des p-valeurs (définies plus bas, au § 4.5), plus informatives que l’intervalle dans lequel elles se trouvent, ou de calculer les intervalles de confiance associés aux consommations en grammes et aux pourcentages de contribution à la ration journalière. Il aurait été envisageable de faire les tests de signification sur la consommation en grammes en remplaçant les femmes par les « femmes majorées » (personnages que nous introduirons plus loin) et de voir dans quelle mesure cela modifiait la liste des catégories d’aliments pour lesquelles la différence hommes-femmes est significative.
Je n’ai prêté attention que tardivement au passage d’INCA 3 faisant état du redressement opéré, de sorte que j’ai cru possible de calculer des indicateurs complémentaires en utilisant la base de données téléchargée sur le site de l’ANSES. Je remercie Frédéric Dupont du temps qu’il a passé à m’assister dans cette tâche en effectuant de nombreux calculs à l’aide du langage R, et que j’ai hélas fait travailler pour rien. Les résultats qu’il a produits étaient en eux-mêmes l’indice que l’annexe 8 n’était pas purement dérivée de la base de données, puisqu’une partie des chiffres obtenus en n’utilisant que celle-ci diffèrent de ceux figurant dans le tableau de l’annexe 8 : des moyennes et médianes, ainsi que quelques p-valeurs.).
4.4. Contribution à la ration journalière
Venons-en à la dernière partie du tableau.
Ce qui est appelé « ration journalière » c’est la quantité totale, en grammes, d’aliments et boissons ingérés au cours d’une journée. Les chiffres inscrits dans la colonne « % » décrivent la part de chaque groupe d’aliments ou boissons dans la ration totale.
Prenons le premier de ces chiffres : 4,20. Il se lit comme ceci : « en moyenne, le pain et les produits de panification sèche raffinés ont contribué à hauteur de 4,20 % à la ration journalière des hommes de l’échantillon sur la période où leur consommation a été observée. » Ce pourcentage est la moyenne des pourcentages relevés concernant le pain pour chacun des hommes de l’échantillon.
Il nous reste à présent à expliquer le sens du test auquel il a été procédé sur les 3 parties du tableau. C’est un tout petit peu technique, mais il vaut la peine de savoir de quoi il s’agit pour ne pas interpréter n’importe comment des données statistiques, dans le cas qui nous occupe ou dans beaucoup d’autres.
4.5. Test de signification et p-valeur
L’intitulé « test » qui apparaît en haut de trois colonnes de l’annexe 8 d’INCA 3 est un raccourci pour « test de signification ».
On s’intéresse à une population. Dans notre cas, il s’agit de l’ensemble des adultes résidant en France métropolitaine. On voudrait connaître les caractéristiques de cette population dans un certain domaine. En l’occurrence, on veut connaître les habitudes concernant la prise d’aliments et de boissons et, pour l’aspect retenu ici, leurs éventuelles variations selon le sexe.
Mais on ne dispose que des données portant sur un échantillon tiré de cette population (dans notre cas 1934 personnes, dont 700 hommes et 1234 femmes). Puisqu’on n’a pas les chiffres se rapportant à la population, on ignore dans quelle mesure l’échantillon reflète la réalité de la population. Or, la question à laquelle on aimerait pouvoir répondre quand on traite les données par sexe est la suivante : y a-t-il dans la population des différences dans le comportement alimentaire des hommes et des femmes et, si oui, sur quelles catégories de produits ?
On constate que, dans l’échantillon, les chiffres recueillis sont différents selon le sexe pour chaque groupe d’aliments ou de boissons. Le problème est qu’il y a deux explications mutuellement exclusives à cela et que nous ignorons laquelle est la bonne.
Première explication. En réalité, les distributions des consommations individuelles de tel type de produits sont similaires chez les hommes et les femmes dans la population. Mais l’échantillon représente imparfaitement la population et les écarts entre les sexes que nous observons sont entièrement attribuables à ces imperfections.
Seconde explication. Il est certes vrai que, sauf miracle, un échantillon ne présente jamais exactement les caractères de la population dont il est tiré. Cependant, les écarts hommes-femmes que nous constatons dans le cas présent sont un indice très sérieux de l’existence d’une vraie différence de comportement selon le sexe dans la population globale.
Les tests de signification sont une famille d’outils statistiques qui nous aident à trancher entre ces explications, sans pour autant apporter une certitude absolue. On ne va pas décrire en quoi ils consistent précisément, simplement indiquer comment on lit le résultat d’un de ces tests.
On fait une hypothèse H0, appelée « hypothèse nulle », portant sur la population dans son ensemble. Dans notre cas, l’hypothèse est : « le comportement des hommes et des femmes est identique pour telle catégorie de produits. » (Footnote: Plus précisément, la nature de l’hypothèse nulle varie selon la partie du tableau considérée : c’est soit le taux de consommateurs, soit les consommations en grammes, soit les contributions à la ration journalière qui sont supposés identiques chez les deux sexes.) On se demande si l’écart de comportement entre les sexes constaté dans l’échantillon invalide ou pas cette hypothèse.
Ce que fournit un test de signification c’est une probabilité p (la p-valeur) : la probabilité d’observer le résultat trouvé dans l’échantillon si H0 est vérifiée. Si p est très faible, on a de bonnes raisons de rejeter H0, car il est très improbable de tomber sur un échantillon comme celui dont on dispose si H0 est vraie. Dans le cas de l’annexe 8 d’INCA 3, la conclusion qu’on en tire est : « il est très probable qu’il y ait, dans la population, une différence de comportement entre les hommes et les femmes pour telle catégorie d’aliments. » Le résultat du test est significatif : il nous aide à nous prononcer sur la question qui nous occupe. Si p est plus élevé, le résultat du test est non significatif : on ne peut pas écarter la véracité de H0, parce qu’on a de trop grandes chances d’extraire un échantillon comme le nôtre d’une population où H0 est vérifiée. Dans le cas étudié, un résultat non significatif pourrait être traduit comme suit : « bien qu’on observe une différence hommes-femmes dans l’échantillon, on ne peut pas exclure qu’il n’y ait aucune différence dans la population. »
L’usage est de ne juger significatif le résultat d’un test que si la p-valeur est inférieure à 5 %. Et parmi les résultats significatifs, l’usage est de retenir trois degrés (3 intervalles dans lesquels se situe la p-valeur), sachant que plus p est petit et plus on a confiance dans la conclusion à laquelle on parvient (à savoir que H0 n’est pas vérifiée dans la population). Les trois degrés sont souvent visuellement indiqués par des points (comme dans l’annexe 8) ou des étoiles. Voici leur signification :
Un point (•) : 0,01 < p < 0,05
Deux points (••) : 0,001 < p < 0,01
Trois points (•••) : p < 0,001
Prenons quelques exemples pour mieux comprendre. Regardons tout d’abord la ligne « charcuterie ». Le résultat des tests effectués est significatif à la fois pour la consommation mesurée en valeur absolue (la quantité en grammes) et en part relative (contribution à la ration journalière). Il en va de même pour les viandes hors volailles. On a donc une base solide pour transposer à la population ce qu’on n’a pu observer que sur un échantillon : oui, en France, les hommes sont de plus gros consommateurs de charcuterie et de viande hors volaille que les femmes (Footnote: Ceci vaut pour les catégories « hommes » et « femmes » considérées dans leur globalité, et non pour chacun des individus qui les composent : il existe bien entendu des hommes qui consomment moins de charcuterie que certaines femmes.). Précisons que le test ne dit pas que l’ampleur de l’écart hommes-femmes dans la population est identique à celui observé dans l’échantillon. Il indique seulement qu’il est hautement probable qu’il y ait bien une différence hommes-femmes à l’échelle de la population tout entière sur ces deux types de produits.
Maintenant, regardons la ligne « abats ». Le tableau nous apprend que les hommes de l’échantillon en consomment en moyenne 3,3 grammes par jour contre seulement 2,1 grammes pour les femmes et que la part des abats est plus élevée dans la ration journalière des hommes (0,10 %) que dans celle des femmes (0,08 %). Vous vous sentez pousser des ailes pour commenter ces résultats ? Peut-être songez-vous à utiliser la ligne « abats » pour conforter le portrait des hommes en viandards. Stooop ! Il est terriblement tentant de commenter indistinctement tous les chiffres tirés de l’enquête. Un chiffre, c’est précis, ça inspire confiance, n’est-ce pas ? Et c’est tellement pratique ! On peut l’additionner à d’autres chiffres portant sur des aliments similaires dans le tableau pour créer de jolies synthèses. Mais ce n’est pas la bonne méthode. La première chose à faire est de regarder les résultats des tests de signification. Sur la ligne « abats », le résultat est « ns » (non significatif). L’écart observé a trop de chances de résulter des aléas de l’échantillonnage pour que l’on conclue à l’existence d’un écart dans la population française. Précisons que dans ce cas, on ne rejette pas l’hypothèse nulle, mais on ne la déclare pas vérifiée pas non plus. Quand le résultat du test est « ns », on se contente de conclure qu’on ne sait pas s’il existe une différence entre les sexes pour la catégorie de produits examinée. Et comme on ne sait pas, on remballe les beaux commentaires qu’on aurait pu faire si on savait. Malheureusement, cela concerne plusieurs catégories d’aliments composés de POA.
5. Très peu de produits animaux se prêtent à une comparaison hommes-femmes
Nous avons constaté plus haut (§ 4.1.) que le rapport INCA 3 ne permettait pas de chiffrer la consommation totale de chaque type de POA par les hommes et les femmes, en raison de l’opacité de la composition des produits mixtes. Mais nous avions noté la présence de 13 catégories d’aliments constitués en totalité ou en grande majorité de POA, ce qui laissait entrevoir la possibilité de parvenir à des conclusions au moins pour ceux-là.
Il nous faut à présent déchanter, car sur 7 de ces 13 lignes, le résultat du test est « ns » à la fois pour la consommation en grammes et pour la contribution à la ration journalière (Footnote: Le résultat du test sur le taux de consommateurs n’a pas d’importance pour nous, car ce sont les niveaux de consommation comparés qui nous intéressent.) : laits ; matières grasses animales ; œufs et plats à base d’œufs ; crustacés et mollusques ; abats ; plats à base de viandes ; plats à base de poissons. Donc pour ces sept produits-là on ne peut pas se prononcer sur l’existence (ou pas) d’un écart hommes-femmes dans la population. On ne saura pas, notamment, qui des hommes ou des femmes, nuit le plus aux poules pondeuses par son choix d’aliments. Il est vrai que même sans le résultat négatif des tests sur la ligne « œufs », il aurait été difficile de se prononcer sachant que les œufs entrent par ailleurs dans la composition d’un grand nombre d’aliments mixtes mêlant ingrédients végétaux et animaux dans des proportions indéterminées.
Nous reste-t-il au moins 6 [6 = 13 -7] catégories d’aliments à base de POA pour lesquelles nous allons pouvoir sans plus attendre comparer les comportements selon le sexe, en considérant les conclusions comme valides à l’échelle de la population (Footnote: À ce stade, les 6 catégories qui restent en lice sont les suivantes : yaourts et fromages blancs ; fromages ; viandes (hors volailles) ; volailles ; charcuterie ; poissons.) ? Eh bien non, car pour deux de ces catégories le test n’indique un résultat significatif que sur l’un des critères et pas sur l’autre : soit le test confirme l’existence d’une différence uniquement pour la consommation mesurée en grammes (poissons), soit il la confirme uniquement pour la part dans la ration journalière (volailles). Il nous faut donc réfléchir au critère à retenir au vu du but que nous poursuivons.
6. Ce sont les parts relatives des groupes d’aliments dans le total qui importent
L’importance des torts causés aux animaux dépend indéniablement des quantités ingérées de chaque type de POA. Si vous mangez 100 grammes de poulet par jour, vous faites tuer deux fois plus de poulets à l’année qu’une personne qui en consomme 50 g/j. Et pourtant, l’objectif que nous poursuivons exige de s’intéresser aux parts relatives des divers groupes d’aliments dans les prises alimentaires des personnes, plutôt qu’aux quantités consommées. Rappelons en effet la question à laquelle nous aurions aimé répondre : « peut-on établir si, par la nature des aliments qu’ils consomment, ce sont les hommes ou les femmes qui ont les effets les plus nocifs sur les animaux ? » On voudrait discerner l’effet sur les animaux de la composition du panier de consommation féminin ou masculin, en isolant cet effet d’autres facteurs qui affectent eux aussi la condition des animaux mangés.
Faisons une analogie. Si on compare la consommation de poulet des enfants de 3 ans et des adultes de 25 ans, on découvrira certainement que la quantité de poulet ingérée par les adultes dépasse de beaucoup celle ingérée par les enfants. On pourra assurément en conclure qu’il vaudrait mieux pour les poulets que la France soit principalement peuplée d’enfants de 3 ans. Mais si notre propos est de déterminer si le type de régime suivi par les enfants est plus ou moins carné que celui des adultes, savoir que les ces derniers avalent davantage de poulets que les enfants ne nous aidera pas beaucoup.
Bien qu’à une échelle moindre, la comparaison hommes-femmes soulève le même problème. Les écarts de consommation en grammes ne s’expliquent qu’en partie par des préférences différentes des hommes et des femmes pour telle ou telle catégorie d’aliments. C’est pourquoi on a besoin d’un autre indicateur : un indicateur qui élimine les facteurs parasites au regard de ce que nous cherchons à savoir.
6.1. Les femmes mangent moins que les hommes
La comparaison des moyennes de consommation en grammes ne permet pas de déterminer si les styles de consommation (les choix d’aliments) des hommes et des femmes sont semblables ou différents. En effet, ces moyennes résultent pour partie d’un facteur parasite, à savoir que, globalement, les hommes mangent davantage que les femmes. Si les paniers de consommation des hommes et des femmes avaient exactement la même structure, traduisant des choix alimentaires identiques chez les deux sexes, les moyennes de consommation en grammes des hommes seraient supérieures à celles de femmes sur chaque catégorie d’aliments.
Le fait que les hommes mangent globalement davantage que les femmes vient pour partie de causes purement physiques. En moyenne, les hommes sont plus grands que les femmes, et il faut davantage d’aliments pour entretenir un corps plus grand. En outre, la composition corporelle diffère selon le sexe. Les hommes ont davantage de muscle et moins de graisse que les femmes. Ce facteur fait qu’à taille et niveau d’activité égaux, un homme a besoin d’un apport énergétique supérieur à celui d’une femme.
À ces causes physiques viennent s’ajouter des facteurs sociaux ou comportementaux. Les hommes sont plus nombreux que les femmes à pratiquer régulièrement une activité sportive. Ils sont aussi plus nombreux que les femmes dans les métiers demandant des efforts physiques importants (BTP, agriculture, manutention…). Or, l’activité physique accroît les besoins d’apports énergétiques. Enfin, les femmes sont plus soucieuses que les hommes de limiter la prise de poids excessive : elles sont donc moins nombreuses à ingérer des quantités d’aliments dépassant leurs besoins.
Parmi les adultes dont la consommation a été enregistrée lors de l’enquête menée pour INCA 3, 55 % des hommes étaient concernés par le surpoids ou l’obésité contre « seulement » 47 % des femmes, comme le montre ce graphique (p. 401) :
Comment le cumul des facteurs que l’on vient d’énumérer affecte-t-il la consommation alimentaire des adultes ayant fait l’objet de l’enquête ? La réponse se trouve dans le tableau 62 d’INCA 3 (p. 183). L’apport énergétique total (AET) moyen est de 2462,1 kcal/j pour les hommes et de 1787,6 kcal/j pour les femmes. L’apport énergétique des hommes de l’échantillon est donc supérieur de 38 % à celui des femmes.
Dans ces conditions, si l’on veut savoir si le sexe influe sur les préférences alimentaires, il est évident qu’il faut comparer les proportions des différents groupes d’aliments dans la consommation des hommes et des femmes plutôt que les quantités consommées en grammes.
6.2. INCA 3 fournit des proportions… mais pas les bonnes
On ne peut que se réjouir donc de disposer de la troisième partie de l’annexe 8 d’INCA 3 qui nous informe sur les parts relatives des différents types de produits ingérés dans la ration journalière. Entre les deux indicateurs fournis, consommation en grammes et contribution à la ration alimentaire en pourcentage, il faut préférer le second. En effet, le premier donne systématiquement une impression biaisée quand on effectue la comparaison produit après produit, du fait que le total à répartir entre les catégories d’aliments et boissons est plus élevé chez les hommes que chez les femmes (3177,4 g contre 2719,5 g). Au moins, dans la dernière partie du tableau, c’est un même total de 100 % qui est distribué entre les types de produits pour les deux sexes.
Revenons sur les deux catégories de POA sur lesquelles nous avions un doute, poissons et volailles, parce que le résultat du test de signification était différent pour la consommation en grammes et pour la contribution en pourcentage à la ration alimentaire. La règle qui vient d’être énoncée nous conduit à trancher de la façon suivante : seules les volailles font partie des POA pour lesquels on peut conclure à l’existence d’une différence de comportement hommes-femmes dans la population, tandis qu’on doit exclure les poissons de la liste des POA sur lesquels l’enquête de l’ANSES permet de se prononcer.
Faisons un point d’étape. Depuis le début de notre examen de l’annexe 8 d’INCA 3, nous avons vu l’étendue du champ dont nous pouvions espérer tirer des conclusions utiles pour comparer la consommation de POA des hommes et des femmes fondre comme neige au soleil. Le tableau comporte une vingtaine de lignes correspondant à des POA purs ou à des préparations contenant des POA. Mais la plupart d’entre elles sont inexploitables, soit parce qu’il s’agit de préparations mixtes (mêlant plusieurs produits animaux et végétaux dans des proportions indéterminées), soit parce que le résultat du test est non significatif. À l’arrivée, il ne reste que 5 catégories exploitables : yaourts et fromages blancs ; fromages ; viandes hors volailles ; volailles ; charcuterie.
Et malheureusement nous n’avons pas encore fait le tour des raisons pour lesquelles l’annexe 8 d’INCA 3 est un document inadapté au but de nous poursuivons. Pour neutraliser l’élément parasite (les apports énergétiques différents selon le sexe) et ainsi isoler l’effet des choix ou habitudes alimentaires, nous aurions besoin de connaître la contribution en pourcentage de chaque groupe d’aliments à l’apport énergétique total (AET) des hommes et des femmes. Cette information ne figure pas dans le rapport, et on ne dispose pas des données nécessaires pour la reconstituer par nous-mêmes.
Ce que nous avons, ce sont les contributions en pourcentage à la ration alimentaire, c’est-à-dire des proportions calculées à partir de la ration totale (RT) en grammes des hommes et des femmes. Le recours aux pourcentages neutralise le fait que la RT moyenne est différente selon le sexe. Mais les parts relatives de chaque groupe d’aliments dans la consommation totale de chaque sexe n’ont aucune raison d’être identiques quand on raisonne en grammes ingérés et quand on raisonne en calories apportées par les aliments. Prenons un exemple où la différence est spectaculaire : l’eau du robinet. L’annexe 8 indique qu’elle contribue à hauteur de 14,74 % à la ration journalière des hommes de l’échantillon. Quelle est sa contribution à l’AET des hommes ? Au numérateur on met les calories apportées par l’eau qu’ils boivent (0 kcal) et au dénominateur l’AET des hommes (2462,1 kcal), ce qui donne une contribution de 0, ou de 0 %, de l’eau du robinet à l’apport énergétique des hommes. Idem pour les eaux conditionnées qui contribuent pour 13,73 % à la ration alimentaire des hommes et pour 0 % à leur apport calorique.
De façon plus générale, parce que les apports caloriques des divers aliments ne sont pas identiques à poids égal (100 grammes d’huile apportent plus de calories que 100 grammes de compote), les proportions indiquées dans l’annexe 8 (calculées à partir de poids) ne sont certainement pas les mêmes que celles qui nous manquent (les pourcentages de l’AET).
Si les chercheurs de l’ANSES avaient entrepris d’extraire des informations recueillies sur l’échantillon les contributions des divers types de produits à l’apport calorique total, ils auraient aussi testé si les différences hommes-femmes constatées sur ce plan étaient significatives ou pas, c’est-à-dire transposables ou pas à l’ensemble de la population. Il n’y a aucune raison pour que le résultat de cet autre test soit identique, pour chaque catégorie de produits, au résultat du test qui a été effectué sur les contributions à la ration journalière. Il se pourrait (nous n’en savons rien) que l’autre test débouche sur « ns » pour certaines des 5 catégories de produits qui ont survécu aux filtrages précédents. À l’inverse, il se pourrait (nous n’en savons rien) que le test sur les contributions à l’apport calorique conclue à un écart hommes-femmes significatif pour des catégories de POA pour lesquelles le résultat est « ns » au test sur les contributions à la ration journalière (les œufs, les crustacés et mollusques, les matières grasses animales, etc.).
Vous sentez le sol qui se dérobe ? Arrivés à ce point, la conclusion que nous devrions tirer est que le rapport INCA 3 ne contient rien qui nous permette d’établir si les hommes et les femmes ont des comportements différents dans leurs choix d’aliments impliquant l’utilisation d’animaux élevés ou pêchés. Rien. Pas même concernant un petit sous-ensemble des catégories d’aliments à base de POA. Nous devrions prendre acte que le rapport ne nous donne pas les moyens de dissocier ce qui relève de styles de consommation différents d’autres facteurs qui contribuent eux aussi à l’écart observé des consommations entre les sexes.
Cependant, plutôt que de renoncer, nous allons tenter une autre approche en introduisant un personnage fictif, la femme majorée. Prénommons-la Rustine, parce que c’est joli et aussi pour garder en tête qu’elle ne peut pas faire de miracles : la pauvre ne peut pas remédier à l’absence des données dont nous aurions besoin. Néanmoins, la femme majorée va nous permettre d’explorer les choses sous un nouvel angle.
7. Portrait de la femme majorée (alias Rustine)
La partie centrale de l’annexe 8 décrit le comportement moyen des femmes réelles de l’échantillon sous la forme du nombre de grammes consommés par jour des différentes catégories d’aliments. La femme majorée (femme-maj) est un personnage fictif dont les consommations en grammes sont obtenues en multipliant par 1,38 les consommations en grammes de la femme réelle pour chaque catégorie d’aliments. Pourquoi 1,38 ? Parce que l’apport énergétique total des hommes de l’échantillon dépasse de 38 % celui des femmes (réelles) de l’échantillon. La femme majorée a donc exactement le même apport énergétique total que l’homme moyen de l’échantillon. Elle a par ailleurs exactement la même structure de consommation, par catégories d’aliments, que la femme réelle moyenne de l’échantillon. Cette petite merveille nous débarrasse des facteurs parasites qui perturbent la comparaison hommes-femmes telle que nous voulons la faire. La femme-maj se comporte comme si elle avait le même rapport muscle-graisse que les hommes, avait autant d’activité physique qu’eux, et ne souciait pas davantage qu’eux de garder la ligne. Quand on voit un écart entre la consommation moyenne en grammes de telle catégorie d’aliments entre les hommes et les femmes-maj de l’échantillon, on peut affirmer qu’elle vient entièrement d’un comportement différent des deux sexes (réels) concernant ce qu’ils choisissent de mettre dans leur assiette.
Regardons ce que cela donne par exemple pour les moyennes de consommation de poissons.
| Poissons | 25,9 g/j | 20,1 g/j | 27,7 g/j |
Les hommes de l’échantillon consomment davantage de poisson que les femmes. Cependant, la dernière colonne nous apprend que cet excédent vient entièrement des facteurs parasites. Une fois ceux-ci neutralisés, il apparaît que les femmes de l’échantillon sont davantage portées que les hommes à manger des poissons.
Suffit-il donc de remplacer la comparaison entre hommes et femmes par une comparaison entre hommes et femmes-maj pour obtenir les réponses que nous cherchons – pour déterminer, enfin, lequel des deux sexes nuit le plus à telle ou telle catégorie d’animaux par ses choix d’aliments ? Dans l’exemple cité, pouvons-nous tranquillement conclure que les femmes manifestent des préférences alimentaires plus défavorables aux poissons que les hommes ? Hélas non, la femme-maj n’est pas le couteau suisse qui va nous sortir d’embarras. Elle nous permet certainement de comparer les choix des hommes et des femmes de l’échantillon. Mais ce qui nous importe, c’est de savoir si on peut étendre le résultat de cette comparaison à l’ensemble de la population (les choix d’aliments des femmes en France sont-ils plus néfastes aux poissons que ceux des hommes ?). L’outil qui, quelquefois, permet de juger cette extension correcte, c’est le test de signification. Si nous pouvions procéder aux tests déterminant si l’écart des moyennes de consommation en grammes entre les hommes et les femmes-maj est significatif, nous aurions une partie des réponses recherchées.
Patatras ! Si près du but, nos espoirs tombent à l’eau. Car pour procéder aux tests il ne suffit pas de connaître les consommations moyennes des hommes et des femmes-maj de l’échantillon (nous les avons). Il faut disposer de la série des données individuelles qu’a utilisée l’ANSES pour effectuer ses propres calculs. Or, comme on l’a indiqué à la section 4.2., on ignore ce que sont ces données après le redressement opéré par les auteurs du rapport. Voilà pourquoi notre femme majorée ne s’appelle pas Superwoman mais, plus modestement, Rustine. Elle est prisonnière de l’échantillon, il lui manque les ailes pour voler jusqu’à la population. En jargon de statisticien, on formulerait ceci comme suit : les écarts observés après neutralisation de l’effet dû à la disparité des apports énergétiques doivent être interprétés comme des différences de structure de consommation observées dans l’échantillon, et non comme des différences statistiquement établies au sens inférentiel. Autre formulation possible : l’énorme obstacle auquel nous nous heurtons est l’impossibilité de faire une inférence populationnelle.
8. Une méthode non homologuée fondée sur deux critères
C’est la deuxième fois que nous voyons s’allumer un signal d’alerte indiquant qu’il n’y a pas moyen d’extraire d’INCA 3 de quoi évaluer si un sexe nuit davantage que l’autre aux animaux par les aliments qu’il choisit de consommer (la première fois, c’était quand nous avons constaté que les proportions que fournissait l’annexe 8 n’étaient pas celles dont nous avions besoin). Si vous voulions être statistiquement irréprochables, nous arrêterions là notre quête et nous en tiendrions à ce résultat entièrement négatif : il n’existe pas de données (ni dans INCA 3 ni ailleurs) permettant d’établir si le style de consommation masculin est, en France, plus dommageable aux animaux que le style de consommation féminin.
Comme c’est extrêmement frustrant, nous allons nous montrer déraisonnables et nous obstiner à tenter de dégager malgré tout quelques conclusions plausibles pour un nombre limité de catégories d’aliments. Reconnaissons d’emblée que la méthode que nous allons employer ne serait pas validée par des statisticiens.
Les résultats que nous atteindrons peut-être ne seront que « suggestifs ». Ils ne prétendront pas au statut de démonstration. Ajoutons pour nous déculpabiliser davantage que notre procédé ne sera pas pire (voire meilleur) que celui rencontré dans maints articles et commentaires inspirés par l’épisode « Rousseau-barbecue » : nous n’allons pas laisser entendre que l’on connaît avec une précision astronomique les pratiques de la population (« Les hommes consomment 34,2 grammes de charcuterie par jour ») ; nous n’allons pas non plus passer de la comparaison des quantités ingérées en grammes (« les hommes mangent presque deux fois plus de viande rouge que les femmes ») à des considérations sur les stéréotypes de genre, comme si aucun autre facteur ne pouvait influer sur la différence observée (Footnote: Pour une illustration de ce procédé, voir par exemple cet article de Christine Mateus paru dans Le Parisien le 30 août 2022.). Nous allons simplement chercher, encore, si dans quelques cas on parvient à dire qu’hommes et femmes manifestent une appétence différente pour tel type d’aliments, sans même nous prononcer sur ce qui explique la différence.
Notre méthode non homologuée consiste à ne retenir que les catégories d’aliments d’origine animale pour lesquels ces deux critères sont satisfaits :
Critère 1. Le test opéré sur les contributions à la ration journalière montre que l’écart entre les hommes et les femmes est significatif (dernière colonne de l’annexe 8).
Critère 2. On compare, dans l’échantillon, la consommation moyenne en grammes des hommes à celle des femmes majorées. On décide de ne prêter attention à la différence que lorsque la consommation de tel produit chez un sexe dépasse d’au moins 20 % sa consommation chez l’autre sexe.
L’idée est d’exploiter coûte que coûte la comparaison entre hommes et femmes-maj, parce que c’est le moyen de comparer les hommes et femmes (réels) en isolant ce qui relève des choix d’aliments des uns et des autres grâce à l’élimination des facteurs parasites. Faute de disposer de la passerelle correcte pour déterminer si l’écart observé dans l’échantillon est transposable à la population (le test de signification), on passe en mode bricolo en substituant les deux critères au test manquant. On ne se permettra de suggérer qu’il existe, dans la population, une différence hommes-femmes purement due à leur penchant pour telle catégorie d’aliments que si deux conditions sont réunies : 1) un test portant sur des proportions (mais pas celles qui nous importent…) a donné un résultat positif ; 2) L’écart observé dans l’échantillon entre hommes et femmes-maj est important, ce qui réduit le risque qu’il provienne uniquement des hasards de l’échantillonnage.
Si on jette un coup d’œil à la catégorie « poissons » utilisée à la section précédente pour illustrer le rôle de la femme-maj, on constate qu’elle fait partie des catégories recalées (exclues de la comparaison), car elle ne satisfait aucun des deux critères : la consommation de poisson de la femme-maj dépasse d’à peine 7 % celle de l’homme, et le résultat du test est « ns » pour la contribution à la ration journalière.
Regardons plutôt les catégories d’aliments à bases de POA pour lesquelles il y a une chance d’aboutir à la conclusion que la comparaison recherchée est possible.
9. La méthode à deux critères appliquée à 5 catégories d’aliments
Nous savons déjà qu’il n’y a que 5 catégories d’aliments correspondant à des POA qui satisfont le critère 1 : deux d’entre elles sont des laitages (yaourts et fromages blancs ; fromages) et trois sont de la viande au sens large, c’est-à-dire de la chair d’animaux terrestres (viandes hors volailles ; volailles ; charcuterie).
Il nous reste à vérifier si la seconde condition est satisfaite et, en cas de résultat positif, à se demander si la différence de style de consommation détectée peut être traduite en impact plus ou moins nocif des hommes ou des femmes sur les animaux utilisés pour obtenir les types d’aliments examinés.
9.1. Comparaison hommes-femmes sur deux types de laitages
Le tableau suivant indique ce que donne l’application du critère 2 pour les catégories de laitages qui satisfont le critère 1. On y lit la consommation moyenne des hommes de l’échantillon ainsi que celle des femmes majorées. Pour mémoire, cette dernière est obtenue en multipliant par 1,38 la consommation des femmes de l’échantillon. Le résultat de la comparaison entre hommes et femmes est indiqué dans la colonne « verdict ». On y lit à la fois lequel des deux sexes est le plus porté à consommer le type d’aliments examiné et de combien en pourcentage sa consommation dépasserait celle de l’autre sexe une fois éliminées les autres causes influant sur l’écart hommes-femmes (Footnote: Par exemple, le pourcentage de 57 % sur la ligne « yaourts et fromages blancs » est obtenu en divisant (112,6 – 71,6) par 71,6, ce qui fait 0,57, soit 57 %.).
| Yaourts et fromages blancs | 71,6 g/j | 112,6 g/j | F > H 57 % |
| Fromages | 37,4 g/j | 34,4 g/j | H > F 7 % |
Pour les fromages, plus consommés par les hommes de l’échantillon, le critère 2 n’est pas satisfait : l’écart entre les consommations moyennes des deux sexes est trop faible pour qu’on se hasarde à soutenir que, dans la population entière, le fromage contribue davantage à l’apport calorique des hommes que des femmes.
En fin de compte, les yaourts et fromages blancs sont la seule des catégories d’aliments à base de lait sur laquelle on arrive à avoir une visibilité : dans ce cas, l’écart est considérable entre les deux sexes, et les femmes sont clairement plus impliquées que les hommes dans l’exploitation des femelles détenues dans les élevages laitiers. De là à soutenir qu’elles vivent davantage que les hommes aux crochets des mamelles d’autrui, il a un pas qu’on hésite à franchir. La raison en est qu’il y a plusieurs autres lignes dans l’annexe 8 correspondant à des produits dont le lait est l’ingrédient quasi exclusif, ou un ingrédient parmi d’autres. Pour toutes ces autres catégories d’aliments, on est incapable de dire s’il existe ou non, dans la population, un écart dans leur contribution à l’apport calorique des deux sexes, et donc de dire si ce sont les hommes ou les femmes qui sont les plus portés à les consommer lorsque l’écart inconnu existe.
9.2. Comparaison hommes-femmes sur 3 types de viandes
Voyons à présent ce que donne l’application du critère 2 sur les catégories d’aliments composés de chair d’animaux terrestres qui satisfont le critère 1. Une dernière ligne a été ajoutée au tableau pour décrire ce qu’il en est de la somme des trois éléments.
Notons que ces trois catégories représentent un ensemble particulièrement intéressant car, par les volumes concernés, elles concentrent la majeure part de la consommation de viande, même si on trouve aussi de la viande dans divers aliments mixtes.
| Viandes hors volailles | 61,2 g/j | 47,1 g/j | H > F 29,9 % |
| Charcuterie | 34,2 g/j | 28,8 g/j | H > F 18,8 % |
| Volailles | 26,1 g/j | 35,6 g/j | F > H 36,4 % |
| Total | 121,5 g/j | 111,5 g/j | H > F 9,0 % |
Les viandes hors volailles et les volailles satisfont le critère 2, mais pas la charcuterie. Admettons que pour ne pas perdre cet item, on décide de la retenir malgré tout parmi les types d’aliments pour lesquels la différence hommes-femmes existe probablement dans la population. Après tout, on est près de la barre d’un excédent de 20 % de la consommation des hommes sur celle des femmes. Une difficulté plus sérieuse surgit au niveau du total : une fois éliminés les facteurs parasites, la consommation de viande des hommes de l’échantillon n’excède que de 9 % celle des femmes. C’est léger pour avancer l’hypothèse que dans la population entière, les hommes sont plus portés à consommer de la viande que les femmes.
Quand bien même nous déciderions sur cette base fragile de décerner aux homme le titre de « sexe le plus viandard », cela ne répondrait pas à l’objectif de notre recherche qui est de déterminer si les styles de consommation féminin et masculin contribuent à des degrés différents à la souffrance et à la mort des animaux utilisés à des fins alimentaires. À cet égard, ce qui ressort du tableau, c’est que les pratiques des hommes sont plus nuisibles aux mammifères, tandis que les pratiques des femmes sont plus nuisibles aux oiseaux. Les volailles étant des animaux nettement plus petits que les porcs et les vaches, il apparaît qu’à apport calorique égal, le style de consommation féminin affecte négativement davantage d’animaux que le style de consommation masculin.
Nous avons à présent fait le tour des enseignements d’INCA 3 concernant la consommation de POA des adultes. Voyons ce qu’il en est de celle des plus jeunes, en laissant là encore de côté les produits mixtes.
10. La consommation par sexe chez les enfants et adolescents
Les consommations de 1025 enfants de 0 à 10 ans et de 947 adolescents de 11 à 17 ans ont été enregistrées dans le cadre de l’enquête menée par l’ANSES. Le rapport décrit leur consommation par sexe dans son annexe 6 (p. 463-466), dans un format identique à celui utilisé pour les adultes. Vous pouvez télécharger ici cette annexe. Nous allons examiner ce qui en ressort quand on y applique la méthode à deux critères.
Les écarts dans l’apport énergétique total (AET) des deux sexes se retrouvent chez les jeunes, mais à un degré moindre que chez les adultes. Considérons d’abord les enfants. L’apport calorique moyen des garçons de l’échantillon dépasse de 10 % celui des filles (1573 kcal/j contre 1432 kcal). Les consommations moyennes des filles majorées sont donc obtenues en multipliant par 1,1 les consommations moyennes en grammes par jour des fillettes réelles de l’échantillon.
Chez les adolescents de l’échantillon, l’AET des garçons dépasse en moyenne de 17 % celui des filles (2123 kcal contre 1818 kcal) (Footnote: Les apports caloriques des filles et garçons sont indiqués à la page 156 du rapport INCA 3 pour les enfants et à la page 159 pour les adolescents.). Le coefficient multiplicateur à appliquer aux consommations moyennes des adolescentes de l’échantillon est donc de 1,17 pour obtenir les consommations des adolescentes majorées.
Pour chacun des deux groupes, nous allons d’abord regarder quelles catégories d’aliments d’origine animale satisfont le critère 1 (différence significative dans la contribution à la ration journalière) puis, pour ce sous-ensemble d’aliments, voir si le critère 2 est vérifié ou non, c'est-à-dire s’il existe ou pas un écart fort entre les consommations en grammes des deux sexes une fois neutralisé l’effet de la différence d’apport calorique – ceci étant obtenu en remplaçant les filles réelles par les filles majorées.
10.1. Les enfants de 0 à 10 ans
On regarde la dernière colonne du tableau de l’annexe 6 en se concentrant sur les POA. Il n’y a un écart significatif dans la contribution à la ration journalière que pour deux d’entre eux : le lait (davantage pour les garçons) et le fromage (davantage pour les filles). Voyons ce que cela donne pour le critère 2.
| Laits | 112,8 g/j | 94,9 g/j | G > F 18,9 % |
| Fromages | 13,7 g/j | 17,7 g/j | F > G 29,2 % |
L’écart des moyennes filles-garçons est important dans les deux cas, même s’il n’atteint pas la barre des 20 % pour le lait.
Que nous décidions ou non de garder le lait « dans la course », le résultat est le même : nous ne pouvons rien conclure concernant l’impact comparé de l’alimentation des filles et des garçons sur les animaux des élevages laitiers. Si nous excluons le lait, nous hésiterons à conclure que le régime des filles est plus nocif pour ces animaux sur la base de la seule rubrique « fromage » sachant que le lait est présent dans de nombreuses autres catégories d’aliments, et qu’on ne sait désigner le sexe le plus consommateur pour aucune de ces autres catégories. Si nous gardions le lait, peut-être oserions-nous nous avancer davantage puisque nous disposerions de deux postes importants dans la famille « produits laitiers ». Encore faudrait-il pouvoir faire la « somme » du lait et du fromage afin de voir si le critère 2 est satisfait sur ce total. Or, on ne dispose pas des informations requises pour additionner les deux rubriques (Footnote: Les quantités en grammes figurant sur les deux lignes du tableau ne peuvent être additionnées telles quelles. Il faut au préalable convertir les quantités de fromage en quantités de lait utilisées pour sa fabrication. Or, nous sommes dans l’incapacité d’effectuer la conversion faute de connaître le détail des fromages consommés. En effet, la quantité de lait requise dépend du type de fromage. Par exemple, il faut 400 à 600 g de lait pour faire 100 g de fromage à pâte fondue (exemples : La Vache qui rit, Kiri) ; 600 à 700 g de lait pour 100 g de fromage à pâte molle et croûte fleurie (exemples : brie, camembert) ; 1000 à 1200 g de lait pour 100 g de fromage à pâte pressée cuite (exemples : gruyère, emmental).).
On parvient finalement à une conclusion simple concernant la totalité de la consommation enfantine : il n’y a aucun grand groupe de POA (chair, œufs ou produits laitiers) pour lequel on puisse affirmer que les habitudes de consommation des filles diffèrent de celles des garçons.
On peut supposer que l’alimentation des enfants dépend largement des choix que font pour eux leurs parents ou les institutions qu’ils fréquentent. Auquel cas il y a peut-être un enseignement à tirer de la conclusion négative à laquelle nous sommes parvenus : elle ne plaide pas en faveur de l’idée selon laquelle des normes genrées relatives au style de consommation alimentaire nous seraient inculquées par notre entourage dès l’enfance.
Intéressons-nous maintenant au cas des adolescents qui disposent sans doute d’un peu plus d’autonomie que leurs cadets dans le choix de ce qu’ils mangent.
10.2. Les adolescents de 11 à 17 ans
En nous reportant à la dernière colonne de l’annexe 6, nous ne trouvons aucun écart significatif concernant des produits laitiers, alors qu’il y en a quelques-uns à la fois chez les enfants et chez les adultes. Le résultat du test est également « ns » pour la charcuterie, contrairement au résultat observé chez les adultes. Chez les adolescents, seules deux catégories d’aliments constitués de POA satisfont le critère 1 (un écart significatif entre les sexes dans la contribution à la ration journalière) : viandes hors volailles (davantage chez les garçons) et volailles (davantage chez les filles). Voyons ce qu’il en est du critère 2.
| Viandes hors volailles | 47,3 g/j | 34,9 g/j | G > F 35,5 % |
| Volailles | 28,2 g/j | 39,0 g/j | F > G 38,3 % |
| Total | 75,5 g/j | 73,9 g/j | G > F 2,2 % |
Les deux catégories d’aliments satisfont le critère 2. On a donc, comme chez les adultes, des habitudes de consommation plus nocives pour les mammifères chez les garçons, et des habitudes de consommation plus nocives pour les oiseaux chez les filles.
Quand on additionne les quantités des deux types de viandes, les totaux obtenus sont quasiment identiques. Rien ne permet d’affirmer que, dans la population, les garçons seraient plus « viandards » que les filles.
11. Synthèse
Le rapport INCA 3 est la seule source fournissant des informations (partielles) sur les quantités consommées de POA selon le sexe à partir d’une enquête rigoureuse menée sur un échantillon représentatif de la population française. Toutefois, ce document ne permet pas d’estimer les quantités de POA contenues dans des aliments mixtes, combinant divers produits animaux et végétaux. D’autre part, il ne fournit pas la contribution à l’apport calorique total des différentes catégories d’aliments qu’il distingue. Or, pour isoler ce qui relève des choix ou des habitudes de tel sexe, on a besoin de neutraliser ce qui résulte du fait que l’apport calorique des hommes ou garçons dépasse celui des femmes ou filles.
Pour nous, simples usagers du rapport, il est impossible d’opérer cette distinction et de parvenir à des conclusions valables pour la population dans son ensemble en respectant scrupuleusement les règles de bonne conduite dans l’analyse des statistiques. C’est pourquoi la seule conclusion incontestable que l’on puisse formuler est celle-ci : avec les données dont on dispose, il est impossible de déterminer si les habitudes de consommation d’un sexe ont un impact plus lourd que les habitudes de l’autre sexe sur les animaux utilisés pour fournir de la chair, du lait ou des œufs.
Nous avons tenté d’aller au-delà de ce résultat purement négatif en recourant à une méthode peu orthodoxe à deux critères. Une fois éliminé l’effet dû à l’écart d’apport calorique, ce procédé ne révèle pas de différences spectaculaires dans les styles de consommation des deux sexes, appréhendés sous l’angle de leur impact sur les animaux.
Aucune différence n’est détectable concernant les animaux aquatiques, soit les animaux qui représentent le plus gros effectif d’animaux tués pour la consommation.
Aucune différence n’est détectable dans la consommation d’œufs, donc dans les atteintes aux oiseaux utilisés pour les pondre.
Chez les enfants et les adultes, mais pas chez les adolescents, des différences entre les sexes sont repérables sur certains produits laitiers. Toutefois, parce qu’elles ne vont pas dans le même sens (tel sexe est plus consommateur de tel type de laitage, mais simultanément moins consommateur de tel autre) et parce que le lait est présent dans de multiples produits mixtes, on ne parvient pas à estimer si, au total, ce sont les hommes et garçons ou les femmes et filles qui contribuent le plus au malheur des animaux des élevages laitiers.
Un écart important entre les sexes est observable sur des catégories d’aliments constitués de chair d’animaux terrestres, à la fois chez les adolescents et chez les adultes. Cependant, parce que le sexe le plus consommateur n’est pas le même sur chacune de ces catégories, quand on les additionne, l’écart sur l’ensemble des viandes concernées devient négligeable chez les adolescents de l’échantillon (un excédent de 2,2% des garçons sur les filles), et reste modéré chez les adultes (un excédent de 9 % des hommes sur les femmes). Dans ces conditions, et parce que nous ne pouvons pas procéder à un test de signification, on manque de bases pour se prononcer sur ce qu’il en est à l’échelle de la population dans son ensemble : on ignore si l’on doit accepter ou rejeter l’hypothèse que les hommes sont plus portés que les femmes à consommer de la chair d’animaux terrestres.
Au terme de cet examen des données par sexe d’INCA 3, il n’y a finalement qu’un seul résultat en rapport avec l’objet de notre quête que nous sommes en mesure d’avancer : il est probable qu’en France, les habitudes alimentaires des hommes soient plus néfastes pour les bovins et les cochons (et autres mammifères) que celles des femmes, et que les habitudes alimentaires des femmes soient plus néfastes pour les poulets (et autres oiseaux) que celle des hommes.
Encore faudrait-il mettre cette phrase au passé, car elle repose sur les résultats d’une enquête menée en 2014-2015. Or, depuis cette période, la consommation de volailles a augmenté en France, la consommation de viande bovine a chuté, tandis que la consommation de viande porcine voyait alterner des phases de hausse et de baisse. Nous n’avons aucun moyen d’évaluer si ces évolutions ont laissé intacte ou, au contraire, ont bouleversé la seule différence d’impact sur les animaux des styles de consommation féminin et masculin qui ressortait du rapport INCA 3.
En résumé, on ne sait pas grand-chose du caractère genré de l’alimentation en France, saisi sous l’angle de ses effets sur les animaux élevés ou pêchés pour la consommation. Quand bien même on en saurait davantage, cela ne présenterait un intérêt pour la cause animale que couplé à des recherches destinées à déterminer quels leviers sont les plus efficaces pour réduire consommation de produits d’origine animale chez chacun des deux sexes, recherches qui à ma connaissance sont fort peu avancées. Dans ces conditions, et pour d’autres raisons que je ne développerai pas ici, la sagesse me semble être de tenir les campagnes menées par les organisations animalistes à l’écart des questions de genre.
© Estiva Reus
Billet publié le 05-03-2026 sur le blog du site estivareus.com
Crédit illustration : © Frédéric Dupont
Notes
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