Débouchés économiques des délinquants sous responsabilité fédérale au Canada

Débouchés économiques des délinquants sous responsabilité fédérale au Canada Version PDF (1 Mo)

Par Kelly M. Babchishin¹, Leslie-Anne Keown², et Kimberly P. Mularczyk¹

¹ Sécurité publique Canada
² Service correctionnel du Canada

Table des matières

• Introduction
  • Notre étude
• Méthode
  • Participants
  • Procédure
  • Mesures
  • Analyses de données
• Résultats
  • Déclarations de revenus
  • Participation au marché du travail, revenu d'emploi et aide sociale
• Discussion
• Références
• Annexe A
• Annexe B

Introduction

Les services correctionnels favorisent la sécurité publique en administrant les peines et en facilitant la réinsertion sociale des délinquants dans la collectivité. L'obtention d'un emploi après la libération d'un établissement correctionnel est essentielle à la réinsertion sociale des délinquants en tant que citoyens respectueux des lois qui contribuent à la collectivité (Andrews et Bonta, 2010). En effet, l'emploi après la libération d'un établissement correctionnel est associé à une baisse des taux de récidive et de réincarcération (Berg et Huebner, 2011; Gillis et Nafekh, 2005; Webster, Staton-Tindall, Duvall, Garriety et Leukefeld, 2007). Étant donné l'effet d'atténuation que peut avoir l'emploi sur la récidive, de nombreux établissements correctionnels ont choisi d'évaluer les aptitudes à l'emploi des délinquants et de leur offrir des programmes d'études et de formation à l'emploi (p. ex., travail, formation professionnelle en milieu carcéral) dans le but de rehausser le taux d'emploi des délinquants mis en liberté, et ainsi de réduire le nombre de délinquants qui commettent de nouvelles infractions (Service correctionnel du Canada, 2018). Malheureusement, nous n'en savons curieusement pas beaucoup sur l'adaptation à long terme des adultes ayant un casier judiciaire dans la collectivité au Canada, quoiqu'on estime qu'en 2005, parmi la population des 19 ans et plus, un Canadien sur dix avait un casier judiciaire (2,9 millions sur 24,8 millions; Powell et Winsa, 2008; Statistique Canada, 2005)^{Note 1}. Boyce, Te et Brennan (2018) ont d'ailleurs constaté que les adultes qui avaient eu un contact quelconque avec la police en Saskatchewan pendant l'exercice 2009‑2010 touchaient un revenu 50 % plus bas que les adultes n'ayant eu aucun contact avec la police, selon leur déclaration de revenus de 2008. Par ailleurs, les multirécidivistes (qui avaient eu au moins cinq nouveaux contacts avec la police) touchaient un revenu moyen 67 % plus bas que les délinquants ayant eu un seul contact avec la police. Contrairement à celle de Brennan et al. (2018), la présente étude fait un survol national de l'adaptation dans la collectivité des délinquants sous responsabilité fédérale admis dans un établissement du Service correctionnel du Canada (SCC), en plus de cerner les caractéristiques associées à de meilleurs débouchés économiques chez les délinquants.

Décrocher un emploi après l'incarcération : un défi de taille

Si les estimations des taux d'emploi après l'incarcération tendent à varier selon l'échantillon, la période et les définitions employées (Aaltonen, 2016), les taux d'emploi après l'incarcération se situent généralement entre environ 50 % (Visher, Debus-Sherrill et Yahner, 2011) et 75 % (Von Bergen et Bressler, 2016). Le faible taux d'emploi après l'incarcération a souvent été expliqué par les nombreux obstacles auxquels les personnes ayant un casier judiciaire ont tendance à se heurter lorsqu'elles tentent d'obtenir un emploi rémunérateur après avoir été libérées d'un établissement correctionnel (Petersilia, 2001). La seule existence d'un casier judiciaire est d'ailleurs l'une des principales raisons pourquoi il est si difficile pour tant de gens de décrocher un emploi après l'incarcération. En effet, au Canada et aux États‑Unis, les employeurs exigent couramment une preuve de l'absence de casier judiciaire comme condition préalable à l'emploi, un phénomène qui prend aussi de l'ampleur en Europe (Pijoan, 2014). Au Royaume‑Uni, par exemple, environ trois quarts de million des condamnations dont les employeurs potentiels sont informés font plus de dix ans, et bon nombre des condamnations n'ont rien à voir avec les qualifications requises pour occuper un poste particulier (Doward, 2017). À l'heure actuelle, entre 50 % (Royaume‑Uni; Pijoan, 2014) et 92 % (États‑Unis; Von Bergen et Bressler, 2016) des employeurs demandent une vérification du casier judiciaire, et aucun casier n'est repéré dans la grande majorité des cas. Par exemple, au Royaume‑Uni, seulement 6 % des 4,2 millions de vérifications du casier judiciaire effectuées en 2015 ont produit des renseignements sur le casier judiciaire (Doward, 2017).

Il y a plusieurs secteurs d'emploi où les candidatures faisant état d'un casier judiciaire sont automatiquement rejetées (p. ex., organismes gouvernementaux, secteurs avec accès à des populations vulnérables). Au Canada, chaque province et territoire a sa propre réglementation unique concernant la discrimination dans l'emploi^{Note 2} fondée sur le casier judiciaire. Certains d'entre eux n'incluent pas le casier judiciaire parmi les statuts pouvant faire l'objet de discrimination (p. ex., les Prairies), tandis que d'autres le considèrent comme un statut protégé mais permettent à l'employeur de tenir compte des exigences du poste dans sa décision d'embauche lorsque le candidat a un casier judiciaire (voir l'annexe A). La principale limite de la législation canadienne actuelle, lorsqu'elle existe, réside dans le fait qu'elle n'empêche pas les employeurs de demander une vérification du casier judiciaire, et ne définit pas non plus les cas où une vérification du casier judiciaire ne serait pas pertinente (p. ex., emploi sans accès à des populations vulnérables, comme les enfants). Pour les candidats qui ont un casier judiciaire, la demande de vérification du casier entraîne aussi des retards qui peuvent nuire à leurs chances de décrocher l'emploi. Par exemple, lorsqu'un casier judiciaire est recensé au terme d'une vérification du casier au Canada, une vérification des empreintes digitales doit être effectuée avant que les résultats soient transmis au candidat – un processus qui peut prendre trois mois ou plus (GRC, 2014). Il s'agit là d'une très longue période pour toute personne ayant du mal à toucher un revenu par des moyens légaux.

Les préjugés des employeurs sont un deuxième obstacle auquel se heurtent couramment les personnes ayant un casier judiciaire lorsqu'elles tentent d'obtenir un emploi. Des études ont démontré que les employeurs préfèrent embaucher des gens qui n'ont pas de casier judiciaire (Batastini, Bolanos, Morgan et Mitchell, 2017; Petersilia, 2001). Les employeurs citent souvent la prestation d'un milieu de travail sécuritaire et la réduction de leur responsabilité comme principale justification pour embaucher des personnes n'ayant pas d'antécédents criminels. Il est toutefois intéressant de noter que la majeure partie de la violence en milieu de travail est l'œuvre de personnes qui n'appartiennent pas au milieu de travail (Aaltonen, 2016). Quoi qu'il en soit, et malgré les qualifications convenables des personnes ayant un casier judiciaire, ce dernier est souvent utilisé comme justification pour ne pas embaucher un candidat particulier (p. ex., Aaltonen, 2016). Dans une étude où on demandait à des employeurs de juger des scénarios d'emploi hypothétiques, on a constaté que les programmes de formation renforçaient chez les employeurs la notion qu'il est acceptable d'embaucher une personne ayant un casier judiciaire (Batastini et al., 2017). Pourtant, ces programmes n'avaient aucun effet sur la question de savoir si un employeur envisagerait sérieusement d'embaucher un candidat ayant un casier judiciaire (Batastini et al., 2017). En bref, la présence chez les employeurs de préjugés envers les gens ayant un casier judiciaire, de même que les retards qui découlent des demandes préliminaires ou superflues de vérification du casier judiciaire, influent négativement sur la capacité d'une personne d'obtenir un emploi après la mise en liberté, peu importe les compétences de la personne ou le type d'emploi recherché.

Les débouchés professionnels varient après la mise en liberté

Si la présence d'un casier judiciaire a des répercussions négatives sur les perspectives d'emploi, la mesure dans laquelle un casier judiciaire a une incidence sur l'emploi varie d'une personne à l'autre. Par exemple, les hommes sont plus susceptibles d'obtenir un emploi après avoir été libérés d'un établissement correctionnel que les femmes (Duwe et Clark, 2017). En effet, des études montrent que le taux d'emploi après l'incarcération est plus bas pour les femmes (19 % ont un emploi; Freudenberg, Daniels, Crum, Perkins et Richie, 2005), comparativement à ce qui est habituellement cité pour les hommes (50 % ont un emploi selon Visher et al., 2011). Les femmes mettent aussi plus de temps à trouver un emploi (médiane de dix mois) que les hommes (médiane de six mois) après la libération d'un établissement correctionnel (Gillis et Nafekh, 2005). Enfin, les jeunes sont plus susceptibles de trouver un emploi que les personnes plus âgées après leur libération d'un établissement correctionnel (Duwe et Clark, 2017; Visher et al., 2011).

Outre le genre et l'âge, la race est une autre caractéristique démographique associée à des débouchés professionnels différents après la libération d'un établissement correctionnel. Par exemple, après avoir été libérés d'un établissement correctionnel, les Blancs sont plus susceptibles de décrocher un emploi que les non-Blancs, une constatation qui est souvent attribuée au racisme (Nally, Lockwood, Knutson et Taiping, 2013; Pager, 2003). Dans une étude utilisant des curriculum vitæ identiques, Pager et Shepherd (2008) ont constaté que les gestionnaires communiquaient avec les personnes ayant un nom traditionnellement afro-américain (p. ex. Jamal) 50 % moins souvent qu'avec les personnes ayant un nom traditionnellement blanc (p. ex. Brad); ce désavantage persistait même lorsque les personnes portant un nom blanc avaient un casier judiciaire et les personnes portant un nom afro-américain n'en avaient pas (Bailey et al., 2017). Dans une étude observant la relation entre la race et l'emploi, on a demandé à des adjoints à la recherche qui s'équivalaient au chapitre de la tenue et des qualifications, mais différaient du point de vue de la race (Blancs vs Afro-Américains) et de la présence d'un casier judiciaire hypothétique (oui vs non), de se faire passer pour des candidats hypothétiques à un emploi (Pager, 2003). Dans cette étude, Pager (2003) a constaté que les adjoints qui étaient blancs et avaient un casier judiciaire hypothétique étaient plus de trois fois plus susceptibles de se faire rappeler et offrir un emploi, que les adjoints qui étaient afro-américains et avaient les mêmes qualifications et casier judiciaire fictifs (17 % vs 5 % respectivement). En fait, les adjoints blancs ayant un casier judiciaire hypothétique étaient plus susceptibles de décrocher un emploi que les adjoints afro-américains n'ayant pas de casier judiciaire (17 % vs 14 %; Pager, 2003).

De même, dans une autre étude, Von Bergen et Bressler (2016) ont conclu que les Noirs ayant indiqué avoir un casier judiciaire dans une demande d'emploi, avaient deux fois plus de difficulté à se faire rappeler pour se faire offrir un emploi que les non-Noirs. Cette présence de préjugés raciaux dans les décisions d'embauche de certains employeurs se reflète dans les disparités observées dans les taux d'emploi de différents groupes raciaux. En effet, les études démontrent invariablement que les délinquants blancs sont plus susceptibles de trouver un emploi après leur libération d'un établissement correctionnel que les délinquants non blancs (p. ex., afro-américains, hispaniques et autochtones; Duwe et Clark, 2017; Gillis, 2002; Visher et al., 2011). Par exemple, le taux de chômage des personnes ayant un casier judiciaire est d'environ 50 % après la mise en liberté, mais lorsque ces personnes sont séparées selon leur origine raciale, le taux de chômage est plus élevé pour les non-Blancs que pour les Blancs (p. ex., 59 % pour les délinquants afro-américains vs 38 % pour les délinquants blancs; Nally et al., 2013).

En plus des variables démographiques, certains autres facteurs influent sur la capacité d'un délinquant à obtenir un emploi après sa mise en liberté. Les chercheurs ont constaté que les délinquants ayant de plus longs antécédents d'emploi avant leur incarcération, et des liens avec un employeur antérieur ou potentiel, sont plus susceptibles de décrocher un emploi après l'incarcération que les délinquants qui ne travaillaient pas avant le prononcé de leur peine (Aaltonen, 2016; Berg et Huebner, 2011). Plusieurs études, par exemple, montrent que les personnes qui ont travaillé avant d'être incarcérées connaissent plus de succès lorsqu'il s'agit de trouver un emploi après la mise en liberté, que celles dont les antécédents professionnels étaient limités ou inexistants (Aaltonen, 2016; Berg et Huebner, 2011). Selon les personnes ayant des antécédents d'emploi stable avant l'incarcération qui sont libérées d'un établissement correctionnel, la stratégie la plus efficace pour obtenir un emploi après la mise en liberté consiste à retourner chez un ancien employeur (Visher, Debus et Yahner, 2008). Or, même compte tenu des antécédents d'emploi, les délinquants ayant plus de liens prosociaux avec la famille réussissent plus souvent à trouver un emploi que ceux chez qui ces liens sont absents (Berg et Huebner, 2011). Dans un échantillon canadien de délinquants sous responsabilité fédérale, ceux qui entretenaient plus de liens affectifs avec l'emploi à l'admission, ainsi que ceux qui avaient de plus longs antécédents de compétences professionnelles particulières (p. ex., en mécanique), étaient associés à un taux de succès plus élevé sur le plan professionnel après la mise en liberté (Gillis, 2002).

La probabilité de récidive selon les outils d'évaluation du risque et l'ampleur du casier judiciaire influencent aussi toutes deux le potentiel de trouver un emploi. À titre d'exemple, les délinquants canadiens sous responsabilité fédérale ayant obtenu des scores plus élevés à deux mesures de l'évaluation du risque à l'admission, étaient moins susceptibles de décrocher un emploi après l'incarcération que ceux ayant obtenu des scores plus faibles à ces mesures (Échelle d'information statistique sur la récidive [ISR] et échelle d'évaluation du risque et des besoins; Gillis, 2002). De même, dans un large échantillon de détenus mis en liberté, un plus grand nombre de condamnations et d'incidents d'inconduite en milieu carcéral (Duwe et Clark, 2017), de même qu'une plus grande présence de signes d'une mauvaise santé physique et mentale (Visher et al., 2011), étaient associés à une probabilité d'emploi plus faible. En bref, bon nombre des personnes libérées d'un établissement correctionnel jugent instable le processus de recherche et de conservation d'un emploi satisfaisant, puisque seulement la moitié environ d'entre elles indiquent être satisfaites de leur rémunération deux et huit mois après leur mise en liberté (Visher et al., 2008).

Sous-emploi et sources de soutien du revenu

Malgré le fait qu'environ 50 % des délinquants disent travailler après avoir été mis en liberté, la moitié d'entre eux sont sous-employés, ce qui signifie que leur revenu annuel n'est pas suffisant pour supporter les dépenses liées à la famille ou aux besoins personnels, ainsi que les frais de subsistance courants (Nally et al., 2013). De plus, comme il a déjà été mentionné, les femmes et les non-Blancs ont tendance à gagner moins que les hommes et les Blancs (Bailey et al., 2017). Par exemple, Nally et ses collègues (2013) ont constaté que 59 % des Afro-Américains sont sous-employés, comparativement à 39 % des Blancs. Étant donné que la suffisance du revenu joue un rôle important dans la réinsertion sociale des délinquants, les tendances susmentionnées sont matière à préoccupation. En effet, les taux de récidive diminuent avec l'augmentation du revenu annuel des délinquants (Nally et al., 2013; Webster et al., 2007).

Près de la moitié des personnes mises en liberté sont sans emploi (Visher et al., 2011) et, parmi celles qui ont un emploi, près de la moitié ont fait état de revenus en-deçà du seuil de pauvreté (Nally et al., 2013); il n'est donc pas surprenant qu'un certain nombre de délinquants disent faire appel aux services gouvernementaux pour augmenter leur revenu (Aaltonen, 2016; Freudenberg et al., 2005; Harding, Wyse, Dobson et Morenoff, 2011). En effet, des études montrent que les prestations publiques et soutiens gouvernementaux (p. ex., bons alimentaires, assurance-maladie, bons d'aide au logement, suppléments de sécurité du revenu pour les gens ayant une incapacité), suivis de l'emploi et du soutien de la famille et des amis, sont les principales ressources auxquelles les délinquants ont recours lorsqu'ils sont mis en liberté (Harding et al., 2011). Les prestations publiques et soutiens gouvernementaux sont particulièrement importants pour les personnes qui ne peuvent compter sur des membres de la famille ou des amis, ainsi que pour les familles à faible revenu qui sont incapables de bien soutenir un membre de la famille qui vient d'être libéré d'un établissement correctionnel (Harding et al., 2011). Plus le temps passe après la mise en liberté, moins les délinquants dépendent de leur famille et de leurs amis (la proportion passe de 66 % après deux mois à 48 % après huit mois), et plus ils peuvent compter sur d'autres sources de revenu telles que l'emploi légal (la proportion passe de 30 % après deux mois à 41 % après huit mois) et informel (la proportion passe de 28 % après deux mois à 47 % après huit mois; Visher et al., 2008). Les femmes tirent une plus grande part de leur revenu de la famille et des amis ainsi que des programmes gouvernementaux (56 % dans les deux cas) que d'un emploi officiel (27 %; Freudenberg et al., 2005), ce qui coïncide avec les différences entre les genres que l'on retrouve normalement dans les taux d'emploi des délinquants (Gillis et Nafekh, 2005).

Notre étude

La présente étude se penche sur les débouchés économiques d'une large cohorte de délinquants canadiens sous responsabilité fédérale 14 ans après la libération d'un établissement correctionnel. Nous avons émis l'hypothèse qu'une grande partie des délinquants mis en liberté serait sans emploi et que, parmi ceux ayant un emploi, une grande partie serait sous-employée. Nous avons également supposé que les débouchés professionnels seraient disproportionnellement plus faibles chez les femmes, les non-Blancs et les délinquants ayant obtenu des scores élevés aux mesures d'évaluation du risque de récidive, que chez les hommes, les Blancs et les délinquants ayant obtenu des scores faibles à ces mesures.

Méthode

Participants

Les participants comprenaient une cohorte de 11 158 délinquants sous responsabilité fédérale admis dans un établissement du SCC entre le 4 janvier 1999 et le 31 décembre 2001 (médianeannée de l'admission = 2000), qui ont été mis en liberté dans la collectivité et pouvaient donc produire une déclaration de revenus en 2014 (non décédés, expulsés ou incarcérés). En moyenne, les participants vivaient dans la collectivité depuis 14 ans et étaient âgés de 47 ans en 2014, par suite de leur libération d'un établissement du SCC (voir le tableau 1). Les participants provenaient d'établissements partout au Canada, soit 30,6 % des Prairies, 23,5 % du Québec, 24,9 % de l'Ontario, 10,7 % de l'Atlantique et 10,4 % du Pacifique. Les taux de production d'une déclaration de revenus pour les diverses caractéristiques sont présentés dans la colonne « Déclarants ». La cohorte des délinquants canadiens sous responsabilité fédérale libérés d'un établissement du SCC affichait un taux de production d'une déclaration de revenus de 52,3 % (5 835/11 158), lequel était plus élevé pour les femmes (61,3 %; 352/574) que pour les hommes (51,8 %; 5 483/10 584). En 2014, le taux de production d'une déclaration de revenus parmi les délinquants canadiens sous responsabilité fédérale libérés d'un établissement du SCC (51,8 %-61,3 %) était plus faible que celui de la population canadienne générale âgée de 25 ans ou plus (88 %; Statistique Canada, CANSIM, tableau 11-10-004-01). Plus précisément, en 2014, 33 % des Canadiens âgés de 25 à 44 ans, 35 % des Canadiens âgés de 45 à 64 ans et 20 % des Canadiens âgés de 65 ans ou plus avaient produit une déclaration de revenus (Statistique Canada, CANSIM, tableau 11-10-004-01). L'annexe B présente d'autres caractéristiques des déclarants et prédicteurs séparément pour les hommes et pour les femmes. En moyenne, les déclarants ont dit ne pas avoir d'enfants de moins de 12 ans (M = 0,2; SD = 0,7; N = 5 835), et seulement 10,8 % ont dit avoir un enfant de moins de 18 ans. Pour ce qui touche les outils d'évaluation du risque mesurant la probabilité de récidive, les déclarants avaient obtenu des scores allant de modéré (37,2 %; n = 2 164) à élevé (50,8 %; n = 2 959) à l'outil Dynamic Factor Assessment (évaluation des facteurs dynamiques – DFA) à l'admission, comptaient en moyenne 12,6 condamnations au criminel (SD = 7,5; n = 5 819) et affichaient un score moyen de 0,7 à l'Échelle d'ISR‑R1 (SD = 10,7; entre ‑25 et 28; à noter que plus le score est faible, plus le risque de récidive est élevé).

Procédure

Critères d'exclusion

Les participants étaient exclus dans les circonstances suivantes : (1) ils n'avaient pas de numéro dans le système dactyloscopique ou de numéro d'identification de la peine; (2) la décision judiciaire a été infirmée, la condamnation annulée ou un pardon octroyé; (3) ils ont reçu une peine de ressort provincial; (4) leur statut en 2014‑2015 était l'un des suivants : décédé, expulsé, suspendu, en détention temporaire, illégalement en liberté ou incarcéré; et (5) ils avaient moins de 18 ans au moment de l'admission.

Comparaison des données avec le registre de Statistique Canada

Une base de données renfermant des renseignements d'identification sur la cohorte du SCC a été transmise à Statistique Canada de manière sécurisée. Ces données ont été couplées à celles figurant dans le registre des taxes de Statistique Canada pour 2014, puisqu'il s'agissait de l'année la plus récente pour laquelle des données étaient disponibles (dossier 090-2016).

Mesures

Caractéristiques démographiques
Plusieurs caractéristiques démographiques (âge à l'admission, genre, race, état matrimonial à l'admission, région) ont été récupérées dans les bases de données du SCC (pour en savoir davantage, voir le tableau 1B). Les provinces et territoires suivants considèrent les antécédents criminels comme un statut qui ne devrait pas faire l'objet de discrimination aux fins de l'emploi (6) : la Colombie‑Britannique, l'Ontario, Terre‑Neuve‑et‑Labrador, l'Île‑du‑Prince‑Édouard, le Québec et le Yukon. Les provinces et territoires suivants considèrent les antécédents criminels ayant fait l'objet d'un pardon ou d'une suspension du casier seulement comme un statut qui ne devrait pas faire l'objet de discrimination aux fins de l'emploi (2) : les Territoires du Nord‑Ouest et le Nunavut^{Note 3}. Les provinces et territoires suivants ne considèrent pas les antécédents criminels comme un statut qui ne devrait pas faire l'objet de discrimination aux fins de l'emploi (5) : l'Alberta, le Manitoba, la Nouvelle‑Écosse, le Nouveau‑Brunswick et la Saskatchewan (voir l'annexe A). Des données démographiques ont aussi été tirées du registre des taxes de Statistique Canada pour 2014 (état matrimonial au moment de produire la déclaration de revenus). En plus des définitions habituelles des états matrimoniaux (marié(e), en union libre, veuf(ve), divorcé(e), séparé(e) et célibataire), Statistique Canada définit d'autres catégories d'état matrimonial : les familles d'époux (couple marié vivant dans le même logement, avec ou sans enfants), les familles en union libre (couple vivant en union libre dans le même logement, avec ou sans enfants), les familles monoparentales (famille ayant un seul parent, homme ou femme, et au moins un enfant) et les personnes hors famille (ne faisant pas partie d'une famille de recensement, d'une famille comportant un couple ou d'une famille monoparentale).

Renseignements fiscaux
Les renseignements obtenus sur la production de déclarations de revenus, les taux de participation au marché du travail, le revenu d'emploi et les paiements d'aide sociale ont été récupérés dans le registre des taxes de Statistique Canada pour 2014. Des tableaux CANSIM ont également été tirés du site Web de Statistique Canada aux fins de l'établissement de comparaisons entre les délinquants canadiens sous responsabilité fédérale libérés d'un établissement du SCC et la population canadienne générale. Enfin, les taux de participation au marché du travail ont été calculés à partir du nombre de personnes ayant un revenu d'emploi, lequel est présenté sous forme de pourcentage du nombre total de déclarants et de personnes à charge dans la région.

Instrument d'évaluation des facteurs dynamiques
L'Instrument de définition et d'analyse des facteurs dynamiques, révisé (IDAFD‑R; Brown et Motiuk, 2005) est rempli par les agents de libération conditionnelle dans le cadre du processus d'évaluation initiale des délinquants. Il mesure les facteurs de risque dynamiques chez les délinquants et les délinquantes, dans le but de cerner les besoins liés aux facteurs criminogènes. Il comporte 100 indicateurs (auxquels on répond par oui ou par non) dans les sept domaines suivants : (1) la vie personnelle et affective; (2) la toxicomanie; (3) les fréquentations; (4) les attitudes; (5) les relations matrimoniales et familiales; (6) le comportement dans la collectivité; et (7) l'emploi et les études. Pour chaque domaine, les délinquants sont évalués au chapitre de leur niveau de besoins et de la pertinence des items pour leur criminalité. En plus d'une cote pour chaque indicateur, les délinquants reçoivent une cote globale des besoins liés aux facteurs dynamiques basée sur le jugement professionnel de l'agent de libération conditionnelle. Les différentes cotes pour chaque domaine sont les suivantes : (1) aucun besoin d'amélioration; (2) faible besoin d'amélioration; (3) atout en vue de la réinsertion sociale (ne s'applique pas aux domaines de la toxicomanie et de la vie personnelle et affective); (4) besoin modéré d'amélioration; et (5) besoin élevé d'amélioration. Pour les délinquants autochtones, les antécédents sociaux des Autochtones sont pris en compte pour chaque facteur dynamique contribuant à la criminalité. Les cotes liées aux domaines sont réputées prédire les révocations de la liberté sous condition (Stewart, Wardrop, Wilton, Thompson, Derkzen et Motiuk, 2017).

ISR-R1
L'Échelle révisée d'information statistique sur la récidive (Échelle d'ISR‑R1; Nafekh et Motiuk, 2002) est un outil d'évaluation à 15 items créé dans le but de prédire la récidive générale dans les trois ans suivant la mise en liberté chez les délinquants non autochtones de sexe masculin. Il s'agit d'une version légèrement modifiée de l'Échelle générale d'information statistique sur la récidive (Nuffield, 1982). Elle combine les caractéristiques démographiques et les antécédents criminels pour produire un score total allant de -30 à 27 (plus le score est élevé, plus le risque est faible), qui peut alors être classé dans l'une de cinq catégories de risque (allant de très faible à très élevé). Chaque catégorie de risque est associée à une cote de probabilité de la récidive. Des méta-analyses ont démontré que la version antérieure de l'Échelle d'ISR (Nuffield, 1982) prédit de façon modérée la récidive violente (p. ex., d = 0,81; Campbell, French et Gendreau, 2009; Yang, Wong et Coid, 2010) et la récidive sexuelle (p. ex., d = 0,64; Hanson et Morton-Bourgon, 2009). Le SCC ne n'en sert pas auprès des femmes ou des Autochtones.

Facteur de risque statique
L'instrument d'évaluation des facteurs statiques est rempli par les agents de libération conditionnelle dans le cadre du processus d'évaluation initiale des délinquants. Il mesure les facteurs de risque statiques (historiques) chez les délinquants et les délinquantes, dans le but d'évaluer le risque de récidive. Il comporte 137 indicateurs (auquel on répond par oui ou par non) dans trois domaines : (1) le dossier des antécédents criminels; (2) le dossier sur la gravité des infractions; et (3) la liste de contrôle des antécédents de délinquance sexuelle. L'agent de libération conditionnelle juge le niveau de risque global comme étant faible, modéré ou élevé d'après une partie ou la totalité de ces domaines et sous-échelles (Helmus et Forrester, 2014). La cote globale de l'outil est associée aux résultats dans la collectivité (Helmus et Forrester, 2014).

Analyses de données

Dans la présente étude, nous avons fait appel à des analyses de régression logistique pour évaluer les prédicteurs lorsque les résultats étaient dichotomiques (p. ex., participation au marché du travail, oui/non), et à des analyses de régression linéaire lorsque les résultats étaient continus (p. ex., revenu d'emploi). Les analyses de régression logistique réalisées à partir de résultats dichotomiques produisent des rapports des cotes, tandis que les analyses de régression linéaire menées à partir de résultats continus produisent des bêtas exposants. Un rapport des cotes inférieur à 1 indique que plus le score pour le prédicteur est élevé, moins le résultat est probable, alors qu'un rapport des cotes supérieur à 1 indique que plus le score pour le prédicteur est élevé, plus le résultat est probable. Si les intervalles de confiance à 95 % comprennent une valeur de 1 dans une régression logistique, la variable est considérée comme n'ayant pas de lien significatif avec le résultat (p > 0,05). Dans le cas de la régression linéaire, les bêtas exposants peuvent être positifs ou négatifs; un bêta exposant négatif indique que plus le score pour le prédicteur est élevé, plus le score pour le résultat continu sera faible, tandis qu'un bêta exposant positif indique que plus le score pour le prédicteur est élevé, plus le score pour le résultat continu sera élevé. Si les intervalles de confiance à 95 % comprennent une valeur de 0 dans une régression linéaire, la variable est considérée comme n'ayant pas de lien significatif avec le résultat (p > 0,05). Les bêtas exposants sont normalisés et peuvent donc être comparés entre les analyses et entre les prédicteurs. Pour leur part, les rapports des cotes se rattachent à l'échelle de mesure des prédicteurs et ne sont pas normalisés, ce qui rend impossible les comparaisons entre les prédicteurs et entre les variables (c.‑à‑d. que les prédicteurs dichotomiques produiront des rapports des cotes plus élevés que les prédicteurs continus). Tout au long du processus, nous avons mené des analyses bivariées et multivariées. Les analyses bivariées (modèles non ajustés) indiquent le lien entre le prédicteur et le résultat sans tenir compte des autres variables, tandis que les analyses multivariées (modèles ajustés) indiquent le lien entre les prédicteurs et le résultat en tenant compte des autres variables dans le modèle.

Résultats

Déclarations de revenus

Le rapport des cotes (RC) en gras et le rapport des cotes ajusté (RCA, ajusté en fonction des autres prédicteurs dans le modèle) présentés dans le tableau 2 désignent les caractéristiques qui prédisaient la production d'une déclaration de revenus (p < 0,05). Le genre, le statut autochtone, l'âge, le nombre d'années écoulées depuis la mise en liberté et le score à l'instrument d'évaluation du risque statique prédisaient tous la production d'une déclaration de revenus. Plus précisément, les hommes avaient 28 % moins de chances de produire une déclaration que les femmes (RCA = 0,72); les Autochtones avaient 10 % moins de chances de produire une déclaration que les non-Autochtones (RCA = 0,90); chaque année d'augmentation de l'âge était associée à une hausse de 10 % des chances de produire une déclaration (RCA = 1,01); chaque année écoulée depuis la mise en liberté était associée à une baisse de 3 % de la production d'une déclaration (RCA = 0,97); et chaque augmentation d'une unité dans le score à l'instrument d'évaluation du risque statique était associée à une baisse de 15 % des chances de produire une déclaration. Le taux de production d'une déclaration de revenus variait entre 46 % et 59 % d'une région à l'autre; il était le plus élevé au Québec (59 %) et dans la région de l'Atlantique (58 %), et le plus bas en Ontario (46 %).

Participation au marché du travail, revenu d'emploi et aide sociale

Le tableau 3 présente le revenu moyen, le taux de participation au marché du travail et le recours à l'aide sociale en fonction de différentes caractéristiques démographiques pour les délinquants admis dans un établissement du SCC entre janvier 1999 et décembre 2001. Au total, 50,8 % des déclarants ont fait état d'un certain revenu d'emploi (2 962/5 835), alors que le taux de participation au marché du travail était de 68,8 % pour la population canadienne générale de 25 ans et plus. Toutefois, le groupe des 45 à 49 ans, qui représente le mieux notre échantillon, affichait un taux de participation au marché du travail plus élevé, soit 85,3 % (CANSIM, tableaux 11-10-0023-01 et 111-0009). Le taux de participation au marché du travail était plus bas pour les femmes libérées d'un établissement du SCC (39 %; 137/352) que pour les hommes (51,5 %; 2 825/5 483), et se situe entre la moitié et les deux tiers du taux enregistré pour la population canadienne générale, tant chez les femmes (64,2 %) que chez les hommes (73,8 %; CANSIM, tableau 11-10-0023-01).

En 2014, le revenu d'emploi médian pour la population canadienne générale s'établissait à 33 180 $ (CANSIM, tableau 111-0004), les hommes affichant un revenu d'emploi médian de 39 580 $ et les femmes, de 27 750 $. Ces chiffres contrastent vivement avec le revenu médian de 0 $ pour les hommes et les femmes faisant partie de notre cohorte de délinquants sous responsabilité fédérale, dont le revenu allait^{Note 4} de 0 $ à 118 805 $ (médiane^{Note 5} = 0 $; M = 14 049,41 $; SD = 22 963,12 $; n = 5 762). Parmi ceux qui ont déclaré un revenu d'emploi (n = 2 962), le revenu moyen se situait tout juste au-dessus de 14 000 $ (M = 14 118,69; SD = 23 011,29 $).

Les personnes libérées d'un établissement du SCC recevaient au moins une forme quelconque de paiement d'aide sociale dans une proportion d'environ deux sur cinq (40,7 %; 2 377/5 835), et près de dix fois les paiements de la population générale^{Note 6} (5,9 %; 1 559 570/26 618 560). Les femmes libérées d'un établissement du SCC recevaient plus de paiements d'aide sociale que les hommes libérés d'un établissement du SCC (54,5 % vs 39,9 %), et il en allait de même pour la population générale, où le taux de paiement d'aide sociale était légèrement plus élevé pour les femmes (6,1 %; 842 850/13 729 040) que pour les hommes (5,6 %; 716 720/12 889 520). Les personnes libérées d'un établissement du SCC recevaient des paiements d'aide sociale allant de 25 $ à 37 936 $ (médiane = 7 756,00 $; M = 8 231,84 $; SD = 4 870,86 $), montants qui s'apparentent à ceux reçus par la population canadienne générale (7 271,68 $).

Prédicteurs de la participation au marché du travail, du revenu d'emploi et de l'aide sociale
Le tableau 4 présente les caractéristiques associées aux débouchés des délinquants canadiens sous responsabilité fédérale sur le plan de la participation au marché du travail. Les analyses bivariées montrent que toutes les variables examinées, à l'exception du domaine « Fréquentations » de l'instrument d'évaluation des facteurs de risque dynamiques, étaient statistiquement associées à la participation au marché du travail. Pour leur part, les analyses multivariées montrent que le jeune âge (RCA = 0,95), un plus petit nombre d'années écoulées depuis la mise en liberté (RCA = 0,94; IC à 95 % [0,89; 0,998]), le fait d'être un homme (RCA = 2,40), le statut non autochtone (RCA = 0,80), le fait de vivre dans une région où il n'y a pas de loi concernant la discrimination en emploi (RCA = 1,27), les faibles scores à l'échelle d'évaluation des facteurs de risque dynamiques (RCA = 0,66) et à l'échelle d'évaluation des facteurs de risque statiques (RCA = 0,75), de même que les antécédents d'infractions sexuelles (RCA = 1,28), étaient associés à une plus grande probabilité de participation au marché du travail, même compte tenu des autres variables dans le modèle. On a constaté que les prédicteurs de la participation au marché du travail se ressemblent pour les hommes et les femmes, comme en témoigne le chevauchement important des intervalles de confiance (voir l'annexe B, tableau 3B pour le modèle ajusté final de la participation au marché du travail, présentée séparément pour les hommes et les femmes).

Des variables semblables à celles prédisant la participation au marché du travail prédisaient également le revenu d'emploi. Comme on peut le voir dans le tableau 5, les bêtas normalisés du modèle ajusté montrent que le jeune âge (Exp[b] = -0,20), le fait d'être un homme (Exp[b] = 0,09), le statut non autochtone (Exp[b] = ‑0,08), le fait de vivre dans une région où il n'y a pas de loi concernant la discrimination en emploi (Exp[b] = 0,11), les faibles scores à l'échelle d'évaluation des facteurs de risque dynamiques (Exp[b] = -0,12) et à l'échelle d'évaluation des facteurs de risque statiques (Exp[b] = -0,11), de même que la présence d'une infraction sexuelle dans les antécédents criminels officiels (Exp[b] = 0,04), étaient associés à un revenu d'emploi plus élevé, même compte tenu des autres variables dans le modèle. On a constaté que les prédicteurs de l'emploi se ressemblent pour les hommes et les femmes (voir l'annexe B, tableau 4B pour le modèle ajusté final du revenu d'emploi, présenté séparément pour les hommes et les femmes).

Remarque. Les valeurs en gras représentent les rapports des cotes qui étaient statistiquement significatifs (p <0,05). Les catégories de référence des prédicteurs dichotomiques sont fournies entre parenthèses. ^bModèle ajusté en fonction des autres variables significatives dans le modèle. Exclut les scores aux échelles d'évaluation des facteurs dynamiques et statiques, car ils étaient compris dans le score total des autres items au tableau (multicolinéarité). Exclut également le score à l'Échelle d'ISR, car cet outil n'a jamais été utilisé auprès des femmes ou des Autochtones; il a donc été retiré du modèle global. La valeur R² du modèle ajusté était de 0,131 (N = 5 819).

Remarque. EXP(b) :bêta normalisé. Les valeurs en gras représentent les prédicteurs qui étaient statistiquement significatifs (p <0,05). Pour les items dichotomiques, la catégorie de référence est fournie entre parenthèses. Le modèle non ajusté représente la régression bivariée, alors que le modèle ajusté tient compte des autres variables significatives dans le modèle. Ce modèle ajusté exclut les scores aux échelles d'évaluation des facteurs dynamiques et statiques, puisqu'ils sont compris dans le score total. Le score à l'Échelle d'ISR a aussi été retiré du modèle ajusté, car cet outil n'a pas été utilisé auprès des Autochtones et des femmes. Modèle ajusté : valeur R² ajustée = 0,089.

Enfin, comme on peut le voir dans le tableau 6, les prédicteurs de l'aide sociale étaient généralement semblables aux prédicteurs associés à la participation au marché du travail et au revenu d'emploi, mais allaient dans le sens inverse. Le fait d'être une femme (RCA = 0,39; IC à 95 % [0,31; 0,49]), le fait de vivre dans une région où il n'y a pas de loi concernant la discrimination en fonction des antécédents criminels (RCA = 0,70; IC à 95 % [0,63; 0,79]), un score élevé en ce qui concerne le risque de récidive à l'échelle d'évaluation des facteurs de risque dynamiques (RCA = 1,74; IC à 95 % [1,57; 1,92]) et à l'échelle d'évaluation des facteurs de risque statiques (RCA = 1,32; IC à 95 % [1,20; 1,45]), de même que les antécédents de délinquance non sexuelle exclusivement (RCA = 0,70; IC à 95 % [0,61; 0,81]), étaient associés à une plus grande probabilité de recevoir de l'aide sociale, compte tenu des autres variables dans le modèle. Les prédicteurs de l'aide sociale se ressemblaient pour les hommes et les femmes, sauf au chapitre de la région. Pour les femmes, les régions où il n'y avait pas de loi concernant la discrimination en fonction des antécédents criminels étaient associées à une plus grande probabilité d'aide sociale, tandis que pour les hommes, ces régions étaient associées à une plus faible probabilité d'aide sociale (voir l'annexe B, tableau 5B pour le modèle ajusté final des paiements d'aide sociale, présentés séparément pour les hommes et les femmes).

Remarque. N = 5 474 hommes; R² = 0,172; N = 345 femmes; R² = 0,126. EXP(b) :bêta normalisé. Les valeurs en gras représentent les prédicteurs qui étaient statistiquement significatifs (p <0,05). Pour les items dichotomiques, la catégorie de référence est fournie entre parenthèses.

Discussion

Nous avons constaté que les débouchés économiques des délinquants canadiens sous responsabilité fédérale sont très faibles, même 14 ans en moyenne après la libération d'un établissement correctionnel. En effet, la moitié seulement des délinquants libérés d'un établissement du SCC qui ont produit une déclaration de revenus en 2014 participaient au marché du travail et, par conséquent, bon nombre d'entre eux se situaient en-deçà du seuil de pauvreté avec un revenu médian de 0 $. Le revenu moyen de ceux qui ont fait état d'un revenu d'emploi était de 14 000 $, ce qui représente au moins la moitié du revenu d'emploi médian déclaré par les hommes (39 580 $) et les femmes (27 750 $) au sein de la population canadienne générale cette année-là. Il n'est donc pas surprenant que les gens ayant un casier judiciaire dépendent près de dix fois plus des organismes de soutien gouvernementaux que la population générale. Dans notre échantillon, 41 % des délinquants recevaient au moins une forme quelconque d'aide sociale, un taux qui fait près de 10 fois celui de la population canadienne générale.

Nous avons également relevé plusieurs caractéristiques qui étaient associées au revenu d'emploi chez les délinquants canadiens sous responsabilité fédérale mis en liberté. D'abord, les femmes recevaient non seulement plus d'aide sociale que les hommes (54,5 % vs 39,9 %), mais elles gagnaient aussi beaucoup moins qu'eux, même 14 ans après leur libération d'un établissement correctionnel, touchant en moyenne tout juste moins de 10 000 $, comparativement à tout juste plus de 14 000 $ pour les hommes. Par ailleurs, les Autochtones gagnaient moins que leurs homologues non autochtones, soit en moyenne tout juste plus de 10 000 $ comparativement à tout juste moins de 15 000 $ pour les non-Autochtones. Pour ce qui est du type de délinquants, ceux qui gagnaient le plus sont ceux dont l'infraction répertoriée^{Note 7} était une infraction liée à la drogue (tout juste plus de 18 000 $) ou une infraction de col blanc (tout juste moins de 18 000 $). Il n'y avait aucune différence entre ceux dont la durée totale de la peine était de moins de 4 ans (tout juste plus de 14 000 $) et ceux dont la durée totale de la peine se situait entre 4 et 10 ans (tout juste plus de 13 000 $). Cependant, les délinquants purgeant une peine de plus de 10 ans ou une peine d'une durée indéterminée gagnaient beaucoup plus (tout juste plus de 22 000 $), probablement parce que les délinquants purgeant une peine d'une durée indéterminée qui étaient sous surveillance dans la collectivité formaient un groupe relativement petit (n = 67), étaient plus âgés et avaient déjà travaillé avant d'être incarcérés. De plus, il est possible que ces délinquants aient bénéficié d'un plus grand soutien dans la collectivité de la part de leur agent de surveillance communautaire. Enfin, nous avons observé que les facteurs de risque qui prédisent la récidive, de même que l'âge avancé, prédisaient tous deux des débouchés économiques plus faibles pour les délinquants libérés d'un établissement fédéral au Canada. Ces constatations indiquent que les délinquants à risque élevé et les délinquants âgés (45 ans et plus), lorsqu'ils sont mis en liberté dans la collectivité, ont peut-être besoin d'un soutien additionnel afin de trouver un emploi rémunérateur.

La voie à suivre

Aux États‑Unis, on estime que la perte de revenu due au sous-emploi des anciens délinquants se situe entre 57 et 65 milliards de dollars par année, une estimation qui ne tient pas compte des coûts supplémentaires des programmes d'aide sociale dont se prévalent peut-être aussi les délinquants mis en liberté (Schmitt et Warner, 2010). La présente étude démontre que les délinquants sous responsabilité fédérale mis en liberté sont également sous-employés au Canada. Ce sous-emploi ne veut pas dire qu'il y a perte de revenu pour les Canadiens dans leur ensemble, mais plutôt que cette perte de possibilités d'emploi pour les délinquants mis en liberté contribue probablement à la récidive. En effet, l'emploi et la suffisance du revenu constituent un facteur clé qui prédit la renonciation au crime chez les délinquants (p. ex., Andrews et Bonta, 2010; Berg et Huebner, 2011; Gillis et Nafekh, 2005; Webster et al., 2007). Malheureusement, bon nombre de délinquants libérés d'un établissement fédéral au Canada ont de la difficulté à décrocher un emploi, une préoccupation couramment soulevée par les délinquants mis en liberté qui est appuyée par la recherche. D'ailleurs, cette dernière montre que seulement la moitié environ des délinquants mis en liberté sont en mesure de trouver un emploi et, même s'ils réussissent à décrocher un emploi, la moitié environ touchent un revenu en-deçà du seuil de pauvreté. Le sous-emploi des personnes ayant un casier judiciaire a souvent été expliqué par des facteurs tels que les préjugés défavorables à l'embauche de personnes ayant un casier judiciaire, quelles que soient leurs qualifications, et le fait que ces préjugés sont aggravés par le ratio élevé de minorités qui ont un casier judiciaire par rapport aux personnes ne faisant pas partie d'une minorité (Aaltonen, 2016; Batastini et al., 2017; ministère de la Justice du Canada, 2017; Nally et al., 2013; Pager, 2003; Visher et al., 2011). Comme nous l'avons déjà mentionné, les Blancs ayant un casier judiciaire sont plus susceptibles d'obtenir un emploi que les Afro-Américains ayant un casier judiciaire (p. ex., étude américaine de Pager, 2003).

Comme les délinquants sous responsabilité fédérale varient dans leur capacité d'obtenir un emploi rémunérateur, il est essentiel de repérer ceux qui ont besoin d'un soutien additionnel avant la mise en liberté. D'après la présente étude, il serait utile d'offrir un plus grand soutien aux délinquants âgés, aux femmes et aux Autochtones dans l'obtention d'un emploi au sein de la collectivité. Par ailleurs, des échelles ont été conçues pour déterminer à quelles étapes du processus de recherche d'emploi (rédaction du curriculum vitæ, entrevue, efficacité de la recherche d'emploi) les délinquants pourraient avoir besoin d'un soutien ou d'une formation supplémentaire. Par exemple, l'Offender Job Search Self-Efficacy Scale (OFJSSE; Varghese, Anderson, Cummings et Fitzgerald, 2018) cerne les secteurs de préoccupation du délinquant (p. ex., préparation à l'entrevue) et peut servir à repérer les domaines où le personnel correctionnel peut apporter un soutien avant la mise en liberté (p. ex., simulation d'entrevue).

On pourrait aussi améliorer les débouchés professionnels des personnes ayant un casier judiciaire en renforçant les lois relatives à la discrimination en emploi au Canada, ou en faisant des antécédents criminels un statut spécial qui ne devrait pas faire l'objet de discrimination dans la Charte canadienne des droits et libertés. À l'heure actuelle, seulement huit provinces et territoires considèrent les antécédents criminels comme un statut spécial qui ne devrait pas faire l'objet de discrimination. Deux d'entre eux accordent cette désignation spéciale aux infractions ayant fait l'objet d'un pardon ou d'une suspension du casier, ce qui permet aux employeurs de tenir compte des infractions criminelles. Or la présente étude montre que ces lois antidiscrimination au Canada n'ont aucun effet positif sur le taux d'emploi ou le revenu des délinquants canadiens sous responsabilité fédérale, peut-être à cause de leur ambigüité. Deux raisons peuvent expliquer ce phénomène. Premièrement, malgré la législation, les employeurs continuent de faire preuve de discrimination à l'égard des personnes ayant un casier judiciaire. Deuxièmement, il se peut que les provinces et territoires qui n'ont pas inclus la discrimination en emploi dans leurs textes législatifs (Prairies, Nouvelle‑Écosse, Nouveau‑Brunswick) offrent davantage de possibilités d'emploi n'exigeant pas de vérification du casier judiciaire (sables bitumineux, agriculture et pêche), lesquelles sont traditionnellement dominées par les hommes. C'est probablement pour cette dernière raison que les hommes ont moins tendance à recourir à l'aide sociale dans ces provinces que les femmes. Quoi qu'il en soit, la présente étude indique qu'on peut en faire davantage pour protéger le droit des gens qui ont un casier judiciaire à un emploi.

En réaction aux piètres débouchés économiques des délinquants, de nombreux pays ont appuyé des lois « d'élimination de la case » (Ban the Box), qui interdisent aux employeurs de demander aux candidats s'ils ont un casier judiciaire, surtout lorsque le poste n'entraîne pas de contact avec les populations vulnérables telles que les enfants, les personnes ayant des incapacités et les personnes âgées. Aux États‑Unis, plus de 130 villes et 24 États ont supprimé les questions au sujet des antécédents criminels des demandes d'emploi dans le secteur public, et neuf de ces États ont étendu cette interdiction aux employeurs du secteur privé (Evans, 2016; Von Bergen et Bressler, 2016). L'État d'Hawaï a d'ailleurs constaté que le taux de récidive avait baissé suivant l'adoption de la loi sur l'élimination de la case (D'Alessio, Stolzenberg et Flexon, 2015). La présente étude indique qu'une approche qui imite les caractéristiques de la loi sur l'élimination de la case donnerait des résultats fructueux, car elle offrirait aux personnes ayant un casier judiciaire une meilleure possibilité de réussir leur réinsertion sociale et d'accroître l'autonomie qui découle de l'exercice d'un emploi légal. En effet, le fait d'exiger uniformément une vérification du casier judiciaire pour n'importe quel type d'emploi signifie que les personnes ayant un casier éprouvent beaucoup plus de difficulté dans la recherche d'emploi, ce qui ajoute aux nombreux autres obstacles potentiels auxquels les délinquants sont confrontés lorsqu'ils sont mis en liberté (logement, toxicomanie, santé; Henry et Jacobs, 2007). À la lumière du fait que la simple présence d'un casier judiciaire porte les employeurs à rejeter un candidat, quelles que soient ses compétences et ses qualifications (Batastini et al., 2017), il faudrait interdire la vérification préliminaire du casier judiciaire si l'on veut modifier considérablement le revenu d'emploi des délinquants.

Au Canada, nous disposons actuellement d'une politique pour tous les emplois qui entraînent un contact avec les populations vulnérables (p. ex., vérification des antécédents en vue d'un travail auprès de personnes vulnérables; GRC, 2014). Le fait d'interdire aux organismes non gouvernementaux d'effectuer des vérifications du casier judiciaire ne signifierait pas que ceux qui servent des populations vulnérables seraient touchés. Les organismes dans les secteurs travaillant auprès de populations vulnérables et les organismes gouvernementaux continueraient plutôt à exiger la vérification du casier judiciaire. Or l'emploi est en fait un facteur de protection clé qui entraîne la renonciation à la criminalité (Andrews et Bonta, 2010). Malheureusement, la présente étude montre que les délinquants ayant un casier judiciaire se heurtent à des obstacles considérables à l'obtention d'un emploi au Canada, lesquels touchent davantage les femmes, les Autochtones et les personnes âgées. Les politiques en vue d'améliorer les débouchés économiques des personnes ayant un casier judiciaire permettraient de réduire non seulement le coût important pour la population canadienne (diminution des paiements d'aide sociale, augmentation des recettes générées par l'imposition), mais aussi la probabilité de récidive.

Références

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Annexe A

Statut de la discrimination en emploi au Canada

Annexe B

Remarque. EXP(b) : bêta normalisé. Les valeurs en gras représentent les prédicteurs qui étaient statistiquement significatifs(p<0,05). Pour les items dichotomiques, la catégorie de référence est fournie entre parenthèses.

Remarque. N = 5 474 hommes; R2 = 0,172; N = 345 femmes; R2 = 0,126. EXP(b) : bêta normalisé. Les valeurs en gras représentent les prédicteurs qui étaient statistiquement significatifs(p <0,05). Pour les items dichotomiques, la catégorie de référence est fournie entre parenthèses.

Remarque. B = bêta normalisé. Les valeurs en gras représentent les prédicteurs qui étaient statistiquement significatifs(p <0,05). Pour les items dichotomiques, la catégorie de référence est fournie entre parenthèses.

Remarque. EXP(b) = bêta normalisé. Les valeurs en gras représentent les prédicteurs qui étaient statistiquement significatifs(p<0,05). Pour les items dichotomiques, la catégorie de référence est fournie entre parenthèses.

Date de modification :

2022-07-25