Évaluation des outils d'évaluation du risque destinés aux Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels : Une réponse à l'affaire Ewert (2018)

Par Seung C. Lee, R. Karl Hanson et Julie Blais

Introduction

Le système correctionnel canadien a pour objet d'administrer les peines, de favoriser la sécurité publique et de contribuer à la réadaptation des délinquants (Loi sur les services correctionnels, 1988; Loi sur le système correctionnel et la mise en liberté sous condition, 1992/2012; Loi sur le ministère des Services correctionnels, 1990). L'évaluation du risque médico-légale est maintenant une pratique omniprésente dans l'atteinte de ces objectifs, qu'il s'agisse de déterminer si un délinquant devrait être incarcéré dans des établissements de niveau de sécurité supérieur (p. ex., audiences visant à déterminer si un délinquant doit être déclaré « délinquant dangereux », articles 752 et 753 du Code criminel du Canada) ou de décider qui devrait bénéficier d'une libération conditionnelle. Selon le principe du risque du modèle de réadaptation des délinquants, un modèle largement accepté qui se fonde sur les principes du risque, des besoins et de la réceptivité (RBR), les programmes d'intervention sont plus susceptibles d'être efficaces lorsque les services les plus intensifs sont offerts aux délinquants les plus à risque (Andrews, Bonta et Wormith, 2006; Andrews et Bonta, 2010; Gendreau, Smith et French, 2006). C'est pourquoi des évaluations exactes du risque de récidive sont essentielles à la réadaptation efficace des délinquants.

Dans l'évaluation du risque de récidive, on se préoccupe constamment de la mesure dans laquelle les outils, élaborés et validés auprès d'échantillons principalement blancs, peuvent être appliqués à d'autres groupes de minorité ethnique ou raciale (préjugés culturels). Au Canada, la question des préjugés culturels touche surtout les personnes d'origine autochtone, qui sont surreprésentées à toutes les étapes du système de justice pénale (Haag, Boyes, Cheng, MacNeil et Wirove, 2016). Elle a reçu une attention renouvelée dans la foulée de l'affaire Ewert c. Canada (2015, 2018), où la Cour suprême du Canada a statué que la validité interculturelle de plusieurs échelles d'évaluation du risque bien connues (Statique-99; Hanson et Thornton, 2000; Psychopathy Checklist-Revised [PCL-R]; Hare, 2003) n'était pas appuyée par des preuves suffisantes pour justifier l'utilisation de ces échelles auprès des Autochtones ayant des antécédents criminels^Note1.

Dans ce contexte, la présente étude avait un objectif double : 1) examiner le potentiel de préjugés culturels dans la validité prédictive de deux outils largement adoptés auprès des personnes ayant des antécédents de crimes sexuels (c.-à-d. la Statique-99R [Hanson et Thornton, 2000; Helmus, Thornton, Hanson et Babchishin, 2012] et la Statique-2002R [Hanson et Thornton, 2003; Helmus, Thornton et al., 2012]), dont l'un a été expressément nommé dans l'affaire Ewert; et 2) évaluer la présence et la validité prédictive des construits psychologiques qui sous-tendent ces outils. La présente étude constitue l'évaluation la plus exhaustive et la plus à jour du rendement de la Statique-99R et de la Statique-2002R auprès des personnes d'origine autochtone. Il s'agit également de la seule étude de ces mesures à examiner à la fois la discrimination (c.-à-d. le risque relatif) et l'étalonnage (c.-à-d. le risque absolu) comme indicateurs de la validité prédictive.

Surreprésentation des Autochtones au sein du système correctionnel canadien

Quoiqu'ils représentent approximativement 4 % de la population adulte totale du Canada (Statistique Canada, 2015), les Autochtones (Premières nations, Métis et Inuits) représentent plus de 20 % de la population totale de délinquants (en détention et sous surveillance dans la collectivité; Sécurité publique Canada, 2018) et 23 % (444/1 898) des personnes purgeant une peine de ressort fédéral pour une infraction sexuelle (MacDonald, 2014). De plus, les Autochtones au sein du système de justice pénale sont plus susceptibles d'être incarcérés dans un établissement à niveau de sécurité élevé (Sécurité publique Canada, 2018), moins susceptibles de se voir octroyer la libération d'office (c.-à-d. d'être mis en liberté après avoir purgé les deux tiers de leur peine; Sécurité publique Canada, 2018) et plus susceptibles de se faire révoquer leur libération conditionnelle (Bureau de l'enquêteur correctionnel, 2018).

Plusieurs raisons sont proposées pour expliquer la surreprésentation des Autochtones au sein du système correctionnel canadien. D'abord, la recherche démontre invariablement que les Autochtones sont plus susceptibles d'être arrêtés et condamnés que les non-Autochtones (p. ex., Bonta, Laprairie et Wallace-Capretta, 1997; Quann et Trevethan, 2000) et affichent des taux de récidive significativement plus élevés (Gutierrez, Wilson, Rugge et Bonta, 2013; Rojas et Gretton, 2007; Sioui et Thibault, 2002). Il est important de noter, aux fins de la présente étude, que les Autochtones dans le système de justice pénale obtiennent des scores plus élevés à la majorité des facteurs de risque établis de la récidive générale et violente que les non-Autochtones (huit principaux facteurs de risque et de besoins; Andrews et Bonta, 2010). À titre d'exemple, les Autochtones dans le système de justice pénale ont des antécédents criminels plus lourds (p. ex., Holsinger, Lowenkamp et Latessa, 2006; Perley-Robertson, Helmus et Forth, 2018; Shepherd, Adams, McEntyre et Walker, 2014), des taux de toxicomanie plus élevés (p. ex., Ellerby et MacPherson, 2002; Shepherd et al., 2014), des problèmes familiaux et conjugaux plus nombreux (p. ex., Shepherd et al., 2014; Trevethan, Moore et Rastin, 2002) et un degré de scolarité ou niveau professionnel plus bas (Holsinger, Lowenkamp et Latessa, 2003; Shepherd et al., 2014; Trevethan et al., 2002) que les non-Autochtones.

La présence de ces facteurs de risque n'a rien de surprenant étant donné que, comparativement aux non-Autochtones, les Autochtones affichent des revenus médians plus bas (25 526 $ vs 34 604 $), des taux d'emploi plus bas (52 % vs 60,5 %), des degrés de scolarité plus bas (62 % vs 80 % détiennent un diplôme d'études secondaires; Statistique Canada, 2018) et une moins bonne santé (p. ex., troubles mentaux et faible espérance de vie; Statistique Canada, 2005; Statistique Canada, 2015). Il est également bien établi que les Autochtones font état de taux plus élevés de mauvais traitements pendant l'enfance (négligence et violence sexuelle ou physique) et de violence conjugale (Boyce, 2016; Scrim, 2010; Sinha et al., 2011). Enfin, les Autochtones sont plus susceptibles que les non-Autochtones d'être victimes de crimes selon les statistiques officielles en matière de criminalité (Boyce, 2016; Scrim, 2010; Sinha et al., 2011).

Ces indicateurs de l'adversité et du désavantage social doivent être compris dans le contexte de la colonisation au Canada et des effets dévastateurs des politiques sociales racistes envers les Autochtones (Commission de vérité et réconciliation du Canada, 2015). Comme l'indique clairement la Commission royale sur les peuples autochtones (CRPA), bon nombre des problèmes les plus urgents dans les communautés autochtones sont les conséquences prévisibles des efforts déployés par la classe sociale dominante pour éliminer les cultures autochtones (pensionnats, Loi sur les Indiens et émancipation, où le gouvernement canadien dépouillait les Indiens inscrits de leur statut s'ils obtenaient un diplôme universitaire ou servaient dans les forces armées, ou encore si une Indienne inscrite mariait un non-Autochtone ou un Indien non inscrit). Qu'il s'agisse de la pauvreté, de la toxicomanie, du faible degré de scolarisation ou encore de l'aliénation et l'isolement, les facteurs criminogènes qui contribuent aux taux de criminalité plus élevés chez les Autochtones au Canada sont ancrés dans quelque 500 ans de relations entre les Autochtones et les pionniers. Pour citer la CRPA (1996) :

Les personnes qui vivent ces bouleversements peuvent se sentir déracinées; désorientées, elles ne savent guère comment s'adapter à un monde non autochtone qui leur est parfois hostile. Si leur origine autochtone a été dévalorisée ou ridiculisée, ils [sic] ont peut-être perdu leur fierté et leur estime de soi et ils [sic] ne sont plus en mesure de développer ces qualités chez leurs enfants. Lorsqu'ils [sic] ont souffert dans leur cœur et dans leur âme, il leur arrive de se tourner vers l'alcool, la violence, le crime ou d'autres formes de comportement antisocial.

La création du système de réserves est venue marginaliser davantage les communautés autochtones et favoriser des environnements propices au crime pour les raisons suivantes : 1) le système de réserves forme de grands groupes de personnes défavorisées ayant des ressources limitées; 2) ces communautés tendent à être indépendantes de la culture dominante, d'où le potentiel de choc des cultures (p. ex. points de vue différents sur la criminalité et la justice); et 3) les personnes vivant dans cet environnement sont plus susceptibles d'être victimes de violence soutenue dès un jeune âge (Laprairie, 1996). Bien que ces conditions ne décrivent pas toutes les communautés des Premières Nations, il ne fait aucun doute que le système de réserves a mis la majeure partie des ressources naturelles du Canada – dont continuent de dépendre les Autochtones – entre les mains des non-Autochtones.

La surreprésentation des Autochtones peut aussi être due à l'effet de la discrimination et des préjugés systémiques dans la façon dont les Autochtones sont traités à tous les niveaux du système de justice pénale (R c. Gladue; Rudin, 2009; Commission de vérité et réconciliation du Canada, 2015). Par exemple, il y a lieu de penser que les Autochtones sont traités différemment en ce qui concerne les services de police (plus grande probabilité d'arrestation), la détermination de la peine (peines plus longues) et la réadaptation (accès réduit à des programmes appropriés sur le plan culturel; LaPrairie, 2002; Mann, 2009; Rudin, 2009). Cette discrimination repose sur la fausse supposition selon laquelle les Autochtones, du fait de leur race, sont plus susceptibles de commettre un crime (présentent un risque plus élevé) que les non-Autochtones.

Évaluation du risque et préjugés culturels

Des recherches considérables ont démontré que les outils structurés d'évaluation du risque, surtout ceux basés sur des méthodes statistiques (c.-à-d. les outils actuariels) produisent une estimation plus exacte de la probabilité de récidive que les jugements non structurés (Ægisdóttir et al., 2006; Grove, Zald, Lebow, Snitz et Nelson, 2000; Hanson et Morton-Bourgon, 2009). Les échelles d'évaluation du risque constituent des mesures critérielles parce que le but principal consiste à évaluer la probabilité d'un effet particulier à l'avenir. La validité prédictive devient donc le paramètre le plus important pour évaluer l'efficacité des mesures critérielles, ce qui n'est pas le cas des échelles normatives, dont le but est d'évaluer un construit particulier (Gutierrez, Helmus et Hanson, 2016). Pour bien comprendre la validité prédictive, il faut tenir compte à la fois de la discrimination (à quel point les délinquants obtenant un score élevé sont plus susceptibles de récidiver que les délinquants obtenant un score plus bas) et l'étalonnage (à quel point la probabilité de récidive estimée à partir des normes de l'instrument correspond à la probabilité de récidive observée chez un nouvel échantillon).

Bien que le Code canadien d'éthique pour les psychologues (Société canadienne de psychologie, 2017) stipule que les psychologues doivent s'assurer que les méthodes d'évaluation sont appropriées au contexte culturel et social des individus évalués (p. 24), un nombre relativement peu élevé de recherches ont examiné les préjugés culturels dans les instruments structurés d'évaluation du risque. Il y a préjugés culturels dans l'évaluation du risque lorsque la discrimination ou l'étalonnage est systématiquement différent d'un groupe ethnique à l'autre (Reynolds et Suzuki, 2013). Les préjugés culturels dans le rendement des instruments d'évaluation du risque peuvent avoir plusieurs causes. Au sein de l'instrument lui-même, nous pouvons parler de préjugés liés aux items et de préjugés liés aux construits (Geisinger et McCormick, 2013; voir Haag et al. [2016] pour un examen plus approfondi). Les préjugés culturels liés aux items renvoient aux réponses différentielles reposant uniquement sur l'interprétation culturelle du contenu de l'item lui-même (p. ex., le terme « victime sans lien de parenté avec le délinquant » pourrait avoir un sens différent pour une personne dont la culture est plus collectiviste). Pour leur part, les préjugés culturels liés aux construits sont présents lorsque les construits mesurés par l'échelle ne s'appliquent pas de façon égale aux personnes de différents milieux culturels (Geisinger et McCormick, 2013). Il se pourrait donc que les items censés mesurer un construit particulier soient différents pour différents groupes ethniques, ou que les construits ne s'appliquent que partiellement aux membres de différents groupes (Byrne et al., 2009).

Jusqu'à récemment, la recherche a accordé relativement peu d'attention à la validité des instruments structurés d'évaluation du risque en ce qui concerne les personnes d'origine autochtone. Bien sûr, l'affaire Ewert est venue changer la donne. M. Ewert, un Métis purgeant deux peines d'emprisonnement à perpétuité concurrentes pour homicide et voies de fait commis pour des motifs sexuels, a contesté l'utilisation d'instruments psychologiques et actuariels d'évaluation du risque (dont la Statique-99) par le Service correctionnel du Canada (SCC). Il affirmait qu'il y avait eu violation de ses droits garantis par le paragraphe 24(1) de la Loi sur le système correctionnel et la mise en liberté sous condition (utilisation de renseignements à jour, exacts et complets) et les articles 7 (droit à la vie, à la liberté et à la sécurité de sa personne) et 15 (égalité devant la loi) de la Charte canadienne des droits et libertés, étant donné que les instruments n'avaient pas été suffisamment validés auprès des Autochtones (Ewert c. Canada, 2015).

La plainte originale s'est soldée par la victoire de M. Ewert, mais la décision a été infirmée en appel. L'affaire a donc été portée devant la Cour suprême du Canada, qui a déterminé que, bien qu'il n'y ait pas eu atteinte aux droits que garantit à M. Ewert la Charte, le SCC avait failli à ses obligations aux termes du paragraphe 24(1). Plus précisément :

Le SCC savait depuis longtemps qu'on se préoccupait de la possibilité que ces outils soient empreints d'un préjugé culturel, mais il n'a rien fait pour confirmer leur validité et a continuer à les utiliser à l'égard des délinquants autochtones, et ce, même si des recherches auraient pu être menées. En agissant ainsi, le SCC n'a pas respecté l'obligation légale énoncée au par. 24(1) (Ewert c. Canada, 2018).

En plus de l'affaire Ewert, des préoccupations de longue date concernant la surreprésentation des Autochtones ont motivé des demandes répétées en vue de la réalisation de plus amples et meilleures recherches (p. ex., Mann, 2009; Bureau du vérificateur général du Canada, 2016).

Évaluation du risque chez les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels

Les instruments structurés d'évaluation du risque se composent de facteurs de risque que la recherche empirique a associés à la récidive (violente ou sexuelle). Il y a deux grandes catégories de facteurs de risque : les facteurs statiques (immuables) et les facteurs dynamiques (variables). Dans le système de justice pénale, on emploie largement les instruments d'évaluation du risque pour estimer la probabilité de récidive (c.-à-d. la prédiction; facteurs de risque statiques et dynamiques) et pour orienter les stratégies d'intervention efficaces (c.-à-d. la réduction du risque; facteurs de risque dynamiques; Heilbrun, 1997; Neal et Grisso, 2014).

Au cours des dernières décennies, des facteurs de risque importants associés à la récidive sexuelle ont été recensés à partir d'échantillons de personnes principalement blanches. Ces facteurs de risque peuvent être organisés dans deux grandes catégories : les indicateurs de l'antisocialité générale (p. ex., impulsivité, manquements aux conditions de la surveillance, antécédents criminels) et les indicateurs propres aux crimes sexuels (p. ex., préoccupations sexuelles, congruence émotionnelle avec les enfants; Hanson et Bussière, 1998; Hanson et Morton-Bourgon, 2005; Mann, Hanson et Thornton, 2010; Whitaker et al., 2008). En examinant leur profil de risque, on constate que les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels ont tendance à obtenir des scores significativement plus élevés sur le plan de l'antisocialité générale, mais plus bas au chapitre de la déviance sexuelle, que les non-Autochtones (Babchishin, Blais et al., 2012; Ellerby et MacPherson, 2002; Helmus, Babchishin et Blais, 2012). Ils ont aussi tendance à être plus jeunes et à afficher des taux plus élevés de récidive sexuelle, violente et générale (p. ex., Babchishin, Blais et al., 2012; Rastin et Johnson, 2002; Rojas et Gretton, 2007).

Peu d'études ont examiné la validité prédictive des outils d'évaluation du risque en ce qui concerne les Autochtones ayant des antécédents de délinquance sexuelle. Olver et ses collègues (2018) ont démontré que l'échelle d'évaluation du risque de violence – version applicable aux délinquants sexuels (VRS-SO; Wong, Olver, Nicholaichuk et Gordon, 2003) prédit de manière significative la récidive sexuelle tant chez les Autochtones que chez les non-Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels. Ils ont également démontré que le changement dans le traitement entretenait un lien significatif avec la réduction du risque chez les deux groupes. En revanche, Helmus, Babchishin et al. (2012) ont constaté que la STABLE-2007, une autre échelle d'évaluation des facteurs dynamiques, ne prédit pas la récidive sexuelle chez les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels. Leurs résultats ont toutefois été attribués principalement au mauvais rendement des items relatifs à la criminalité générale, puisque les items liés à la déviance sexuelle donnaient un aussi bon rendement pour les Autochtones que pour les non-Autochtones.

La Statique-99R et la Statique-2002R sont les outils actuariels d'évaluation du risque les plus couramment utilisés auprès des hommes ayant des antécédents de crimes sexuels au Canada (Bourgon, Mugford, Hanson et Coligado, 2018) et aux États-Unis (Kelley, Ambroziak, Thornton et Barahal, 2018). La Statique-99R compte 10 items statiques (immuables, par exemple des infractions sexuelles antérieures), et le score total (de -3 à 12) sert à estimer la probabilité de délinquance sexuelle. Pour sa part, la Statique-2002R a été élaborée dans le but d'améliorer la cohérence conceptuelle de la Statique-99R, et ainsi mesurer les construits psychologiques (comme les intérêts sexuels déviants et la criminalité générale). La Statique-2002R contient uniquement des items statiques (8 des 14 items de la Statique-99R), et le score total (de -2 à 13) sert à estimer la probabilité de délinquance sexuelle. De plus, les items de la Statique-2002R sont classés dans cinq construits significatifs sur le plan conceptuel (voir Hanson et Thornton, 2003).

Selon une étude récente, en tenant compte tant des items de la Statique-99R que des items de la Statique-2002R, on améliore l'évaluation des construits significatifs sur le plan psychologique qui sont associés à la récidive sexuelle (Brouillette-Alarie, Babchishin, Hanson et Helmus, 2016). Les trois grandes propensions sont les suivantes : 1) la persistance/paraphilie (taux de délinquance sexuelle, victime de sexe masculin); 2) le jeune âge/la victime qui était un inconnu (âge à la mise en liberté, infraction répertoriée avec violence non sexuelle, victime sans lien de parenté avec le délinquant); et 3) la criminalité générale (violation des conditions de la mise en liberté sous condition, violence non sexuelle antérieure; Brouillette-Alarie et al., 2016). Le premier construit, soit la persistance/paraphilie, est associé aux intérêts sexuels déviants sans intention de porter préjudice aux victimes (pédophilie, voyeurisme, exhibitionnisme). Le deuxième construit, soit le jeune âge/la victime qui était un inconnu, est lié à l'intention de causer un préjudice sexuel à la victime (sadisme sexuel, hostilité envers les femmes). Enfin, le construit de la criminalité générale est lié aux traits antisociaux (impulsivité, absence de remords, violation des règles; Brouillette-Alarie, Proulx et Hanson, 2017).

La Statique-99R et la Statique-2002R ont récemment adopté le système normalisé de classification du risque (niveaux I, II, III, IVa et IVb; Hanson, Babchishin, Helmus, Thornton et Phenix, 2016). Chaque catégorie indique les informations quantitatives (probabilité de récidive sexuelle, rangs-centiles) ainsi que les caractéristiques psychologiques associées à chaque niveau (déviance sexuelle, antisocialité générale). Ces niveaux de risque normalisés aident ainsi les évaluateurs à tirer les mêmes conclusions relativement aux personnes classées dans la même catégorie de risque, quel que soit l'outil employé.

Une seule étude examine la validité prédictive (discrimination) de la Statique-99R et de la Statique-2002R en ce qui concerne les Autochtones au Canada. Babchishin et ses collègues (2012) ont examiné la validité prédictive des deux échelles auprès de 1 588 personnes ayant des antécédents de crimes sexuels (Autochtones, n = 319; non-Autochtones, n = 1 269). En général, ils ont observé une discrimination modérée entre les récidivistes et les non-récidivistes dans les deux groupes pour la Statique-99R (récidive sexuelle; valeur AUC de 0,71 pour les Autochtones et de 0,74 pour les non-Autochtones). La Statique-2002R, en revanche, était significativement moins efficace pour prédire la récidive sexuelle chez les Autochtones que chez les non-Autochtones. En effet, les scores totaux à la Statique-2002R ne prédisaient pas de manière significative la récidive sexuelle chez les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels (valeur AUC de 0,61 vs 0,76 pour les non-Autochtones). Cette étude n'évaluait pas l'étalonnage de la Statique-99R ou de la Statique-2002R.

La présente étude

La décision Ewert (2018) a fait ressortir le manque de recherche examinant les préjugés culturels dans plusieurs échelles d'évaluation du risque largement adoptées au sein du système correctionnel canadien, dont la Statique-99R. Ainsi, la présente étude avait pour objet d'effectuer un examen à jour de la validité prédictive de la Statique-99R et de la Statique-2002R en ce qui concerne les hommes autochtones et les hommes blancs ayant des antécédents de crimes sexuels. Les échantillons utilisés pour élaborer et valider la Statique-99R et la Statique-2002R se composaient de personnes qui étaient principalement de race blanche. Or les Blancs – un groupe dominant et privilégié – pourraient présenter des caractéristiques distinctives qui sont associées au comportement criminel, lesquelles diffèrent des facteurs qui motivent le comportement criminel chez les Autochtones.

D'autres groupes ethniques au Canada présentent potentiellement des caractéristiques distinctives (Sud-Asiatiques, Asiatiques de l'Est, Noirs des Caraïbes). La présente étude a toutefois mis l'accent sur les Autochtones en raison de leur surreprésentation à toutes les étapes du système de justice pénale, et de la crainte que les pratiques d'évaluation du risque ne contribuent en fait au problème. Étant donné les préoccupations en matière juridique et de politique publique, la présente étude s'est également attardée à la capacité de ces outils d'évaluation du risque à cerner les personnes présentant un risque élevé de récidive sexuelle. Enfin, il s'agit de la première étude à tenir compte à la fois de la discrimination et de l'étalonnage dans l'évaluation de la validité prédictive de ces outils particuliers.

D'après la recherche existante, nous nous attendions à ce que les Autochtones obtiennent des scores totaux plus élevés à la Statique-99R et à la Statique-2002R, surtout en raison de leurs scores élevés aux items révélateurs de l'antisocialité générale. Nous nous attendions en outre à ce que les Autochtones obtiennent des scores plus bas que les Blancs aux items touchant la déviance sexuelle. Au chapitre de la validité prédictive, nous nous attendions à ce que la Statique-99R affiche une discrimination modérée pour les Autochtones, mais plus faible que pour les Blancs. Étant donné la similitude entre la Statique-99R et la Statique-2002R, nous nous attendions à obtenir des résultats semblables pour les deux outils. Si les études antérieures menées auprès d'Autochtones ont révélé que la Statique-2002R était moins exacte que la Statique-99R, cette constatation ne repose sur aucune explication théorique et constitue peut-être une anomalie d'échantillonnage qui risque de disparaître dans les futures recherches. Nous n'avons émis aucune hypothèse concernant les analyses d'étalonnage pour l'un ou l'autre des instruments, car aucune étude antérieure ne s'était penchée sur cette question en ce qui concerne les Autochtones.

Le deuxième objectif de la présente étude consistait à examiner la présence et la validité prédictive de caractéristiques pertinentes pour le risque chez les Autochtones et les Blancs ayant des antécédents de crimes sexuels. Bien qu'aucune étude n'ait encore appliqué ces construits particuliers aux Autochtones, nous nous attendions une fois de plus à ce que les Autochtones obtiennent des scores plus élevés aux indicateurs de la criminalité générale, et plus faibles aux indicateurs de la déviance sexuelle, que les Blancs.

Méthodes

Échantillon

La présente étude comptait deux groupes, soit un groupe d'hommes autochtones (n = 653) et un groupe d'hommes blancs (n = 1 560), tirés de cinq échantillons canadiens indépendants (Bonta et Yessine, 2005; Brankley, Lee, Babchishin, Hanson et Harris, 2017; Haag, 2005; Lee, Mularczyk, Babchishin, Blais et Bonta, 2018; Olver et al., 2018). Le groupe autochtone représentait un groupe mixte de membres des Premières Nations, de Métis et d'Inuits^Note2, tandis que le groupe blanc renfermait des individus de descendance européenne.

Tous les échantillons étaient composés d'hommes (18 ans ou plus) qui avaient été déclarés coupables de crimes sexuels et classés par un processus administratif comme présentant un niveau de risque ou de besoins élevé (ces hommes avaient été présélectionnés [désignés par l'appellation « Système national de repérage »], étaient en détention jusqu'à la fin d'une peine ou avaient participé à des programmes d'intervention hautement intensifs). Bien que les échantillons aient été prélevés dans toutes les régions du Canada, la plupart des membres du groupe autochtone provenaient des Prairies (voir l'annexe A). L'une des raisons de la forte proportion d'Autochtones des Prairies pourrait être la surreprésentation plus élevée des délinquants autochtones dans ces provinces par rapport aux autres provinces (ministère de la Justice, 2017). Les échantillons de la présente étude chevauchent partiellement ceux de Babchishin, Blais et al. (2012); de Bonta et Yessine (2005); et de Haag (2005).

Bonta et Yessine (2005). L'échantillon original comportait trois sous-groupes : (1) les individus repérés comme potentiels délinquants dangereux (à qui on envisage d'imposer une peine d'une durée indéterminée) par le Système national de repérage; (2) les individus désignés délinquants dangereux; et (3) les individus ayant commis une nouvelle infraction violente après avoir été en détention jusqu'à la date d'expiration du mandat (DEM). Seul le premier groupe (désigné par l'appellation « Système national de repérage ») a été inclus dans la présente étude parce que des scores à la Statique-99 n'étaient disponibles que pour ce groupe. Ces individus avaient été mis en liberté dans la collectivité entre 1992 et 2004, et avaient fait l'objet d'un suivi jusqu'en avril 2005. La récidive sexuelle était définie comme une condamnation pour une infraction sexuelle (à l'exclusion des infractions liées à la prostitution, des propos indécents au téléphone et de la possession de pornographie juvénile) après la mise en liberté dans la collectivité. L'information sur la récidive sexuelle avait été obtenue auprès du Centre d'information de la police canadienne (CIPC).

Haag (2005). L'échantillon de cette étude comprenait tous les hommes en détention dans un établissement fédéral canadien qui purgeaient une peine pour une infraction sexuelle dont la DEM était en 1995. Pour la présente étude, seuls les individus en détention jusqu'à la DEM et mis en liberté dans la collectivité (environ 25 % de l'échantillon total) ont été inclus. La récidive sexuelle était définie comme une condamnation pour une nouvelle infraction sexuelle perpétrée dans les sept ans suivant la mise en liberté, et l'information sur la récidive sexuelle avait été obtenue auprès du CIPC.

Olver et al. (2018). Cette étude incluait des hommes qui avaient purgé une peine de ressort fédéral et participé à des programmes de traitement propres aux crimes sexuels (programme Clearwater, programmes nationaux pour délinquants sexuels) entre 1983 et 2008. La récidive sexuelle était définie comme toute violation du Code criminel sous forme d'infraction commise pour des motifs sexuels (comprend les infractions liées à la pornographie juvénile). L'information sur la récidive avait été obtenue auprès du CIPC.

Brankley et al. (2017). Cette étude visait à effectuer un suivi prolongé de l'étude menée par Hanson et Harris (1998/2000). Des hommes qui avaient purgé une partie de leur peine dans la collectivité (probation, libération conditionnelle) ont été sélectionnés dans le système correctionnel fédéral et tous les systèmes correctionnels provinciaux du Canada (sauf celui de l'Île-du-Prince-Édouard). Ils avaient tous été déclarés coupables d'une infraction sexuelle où il y avait eu contact physique avec la victime. La récidive sexuelle était définie comme toute infraction subséquente commise pour des motifs sexuels (comprend l'infraction, l'accusation et la condamnation), et l'information sur la récidive avait été obtenue auprès de sources officielles (le CIPC) et non officielles (des articles de presse).

Lee et al. (2018). L'échantillon utilisé dans cette étude se composait d'individus ayant des antécédents de crimes sexuels tirés de l'étude menée par Blais et Bonta (2015). Les chercheurs ont obtenu de l'information à jour sur la récidive, ce qui a prolongé la période de suivi de l'étude originale. Les participants étaient des hommes classés dans trois groupes distincts et mutuellement exclusifs : 1) les délinquants inscrits; 2) les délinquants dangereux; et 3) les délinquants purgeant une peine de longue durée. L'information au dossier pour les trois groupes avait été obtenue auprès des coordonnateurs du Système national de repérage partout au Canada. La récidive sexuelle était définie comme toute infraction subséquente commise pour des motifs sexuels (comprend l'infraction, l'accusation et la condamnation), et l'information sur la récidive avait été obtenue auprès de sources officielles (le CIPC) et non officielles (des articles de presse).

Conformément à l'Énoncé de politique des trois Conseils (EPTC2, article 9.17, 2010), les chercheurs ont sollicité l'examen de spécialistes et l'opinion de personnes d'origine autochtone qui s'intéressaient, sur le plan professionnel, à la surreprésentation des Autochtones au sein du système de justice pénale canadien (Leticia Gutierrez et Patti McDonald). Ces contributions ont aidé à interpréter et à formuler les conclusions de recherche. Le projet de recherche a reçu l'approbation du comité d'éthique de la recherche de l'Université Carleton.

Mesures

Statique-99R (Hanson et Thornton, 2000; Helmus, Thornton et al., 2012). La Statique-99R est un outil actuariel d'évaluation du risque à 10 items, fondé sur la recherche empirique, qui vise à évaluer le risque de récidive sexuelle chez les hommes ayant des antécédents de délinquance sexuelle. La Statique-99R est identique à la Statique-99 sauf qu'elle contient une pondération de l'âge révisée. Le score total (qui se situe entre -3 et 12) est calculé par l'addition de tous les items et peut servir à classer les individus dans l'une de cinq catégories de risque : le niveau I – risque très faible (scores de -3 à -2), le niveau II – risque inférieur à la moyenne (scores de -1 à 0), le niveau III – risque moyen (scores de 1 à 3), le niveau IVa – risque supérieur à la moyenne (scores de 4 à 5) et le niveau IVb – risque nettement supérieur à la moyenne (scores de 6 ou plus; Hanson et al., 2017). Au besoin, nous avons calculé les scores à la Statique-99R à partir des scores à la Statique-99 en nous servant de la date de naissance de l'individu pour obtenir un calcul à jour de la pondération de l'âge.

Statique-2002R (Hanson et Thornton, 2003; Helmus, Thornton et al., 2012). La Statique-2002R est elle aussi un outil actuariel d'évaluation du risque, fondé sur la recherche empirique, qui s'applique aux hommes ayant des antécédents de délinquance sexuelle. L'échelle comprend 14 items regroupés dans cinq grandes catégories : l'âge à la mise en liberté (1 item), la persistance de la délinquance sexuelle (3 items), la déviance sexuelle (3 items), la relation avec les victimes (2 items) et la criminalité générale (5 items). Les items de la Statique-2002R sont identiques à ceux de la Statique-2002, sauf pour la pondération de l'âge mise à jour. Le score total à la Statique-2002R varie entre -2 et 13 et peut servir à classer les individus dans l'une de cinq catégories de risque : le niveau I – risque très faible (scores de -2 à -1), le niveau II – risque inférieur à la moyenne (scores de 0 à 1), le niveau III – risque moyen (scores de 2 à 4), le niveau IVa – risque supérieur à la moyenne (scores de 5 à 6) et le niveau IVb – risque nettement supérieur à la moyenne (scores de 7 ou plus; Hanson et al., 2017). Au besoin, nous avons calculé les scores à la Statique-2002R à partir des scores à la Statique-2002 en nous servant de la date de naissance de l'individu pour obtenir un calcul à jour de la pondération de l'âge.

Récidive sexuelle. La récidive sexuelle était définie comme toute infraction subséquente commise pour des motifs sexuels (comprend l'infraction, l'accusation et la condamnation). Cependant, certaines études ne tenaient pas compte des infractions sexuelles de catégorie B^Note3, selon la définition donnée dans les règles de codage de la Statique-99R (p. ex., possession de pornographie juvénile, infractions liées à la prostitution; Phenix, Fernandez, Harris, Helmus, Hanson et Thornton, 2017, p. 34). Pour évaluer le risque de récidive sexuelle, toutes les études se sont basées sur les casiers judiciaires officiels (p. ex. le CIPC), et seules certaines études ont fait appel à des sources non officielles (comme des articles de presse).

Construits psychologiques de la Statique-99R et de la Statique-2002R. Les items composant les échelles Statique-99R et Statique-2002R ont permis de cerner trois construits psychologiques : 1) la persistance/paraphilie, associée aux intérêts sexuels déviants sans intention de porter préjudice à la victime (pédophilie, voyeurisme, exhibitionnisme); 2) le jeune âge/la victime qui était un inconnu, lié à l'intention de causer un préjudice sexuel à la victime (sadisme sexuel, hostilité envers les femmes); et 3) la criminalité générale, liée aux traits antisociaux (impulsivité, absence de remords, infractions aux règles; Brouillette-Alarie et al., 2016; Brouillette-Alarie et al., 2017). Ces construits psychologiques ont servi à comparer les caractéristiques pertinentes pour le risque entre des Autochtones et des Blancs ayant perpétré des crimes sexuels.

Plan d'analyse

Regroupement des constatations. Nous avons regroupé les valeurs AUC et les paramètres de la régression logistique pour l'ensemble des études au moyen de méta-analyses effectuées selon un modèle à effets fixes (Borenstein, Hedges, Higgins et Rothstein, 2009; Hanson et Broom, 2005). Ces analyses ont l'avantage de fournir une estimation de la variabilité inter-études (Q), qui peut servir à comparer la variabilité d'une étude à l'autre (Borenstein et al., 2009). La statistique Q suit une loi du chi carré à k-1 degré de liberté (k = le nombre d'études).

Comparaison des caractéristiques pertinentes pour le risque. Afin d'évaluer la relation des caractéristiques pertinentes pour le risque entre le groupe autochtone et le groupe blanc qui forment l'échantillon de la présente étude, nous avons effectué des analyses de la valeur AUC (Swets, Dawes et Monahan, 2000). Cette valeur peut varier entre 0 et 1, où 0,50 indique qu'il n'y a aucune différence entre les groupes. Les valeurs AUC supérieures à 0,50 indiquent que le groupe autochtone affiche des niveaux plus élevés de la caractéristique pertinente pour le risque que le groupe blanc. Pour donner des approximations heuristiques, une valeur AUC de 0,56 correspond à une petite taille d'effet, une valeur de 0,64, à une taille d'effet modérée, et une valeur de 0,71, à une grande taille d'effet (Rice et Harris, 2005). En revanche, les valeurs AUC inférieures à 0,50 signifient que le groupe blanc affiche des niveaux plus élevés de la caractéristique pertinente pour le risque que le groupe autochtone (0,44 pour une petite taille d'effet, 0,33 pour une taille d'effet modérée et 0,29 pour une grande taille d'effet). Une valeur AUC est statistiquement significative si l'intervalle de confiance à 95 % ne comprend pas une valeur de 0,50.

Lorsqu'un facteur de risque était une variable binaire, nous avons calculé le rapport des cotes (au lieu de la valeur AUC) en ajoutant 0,5 à chaque cellule afin de stabiliser la variance (Fleiss et Berlin, 2009). Un rapport des cotes se définit sous forme de valeur p/(1-p), où p correspond à la proportion brute de l'échantillon qui possède la caractéristique. Les rapports des cotes supérieurs à 1 indiquent que le groupe autochtone affiche des niveaux plus élevés de la caractéristique pertinente pour le risque que le groupe blanc. Par exemple, un rapport des cotes de 2 signifierait que le groupe autochtone a deux fois plus de chances de posséder la caractéristique pertinente pour le risque que le groupe blanc. Aucune association n'est indiquée lorsque l'intervalle de confiance à 95 % du rapport des cotes comprend une valeur de 1 (c.-à-d. que la probabilité est la même pour les deux groupes).

Validité prédictive de la Statique-99R et de la Statique-2002R. Pour évaluer la validité prédictive d'un instrument d'évaluation du risque, il faut tenir compte de la discrimination (à quel point les récidivistes sont-ils différents des non-récidivistes?) et de l'étalonnage (correspondance entre les taux de récidive attendus et observés). Au chapitre de la discrimination, nous avons employé deux méthodes statistiques : 1) les valeurs AUC tirées de l'analyse de la fonction d'efficacité du récepteur (courbe ROC; Swets et al., 2000); et 2) les rapports des cotes tirés de l'analyse de régression logistique (Hosmer, Lemeshow et Sturdivant, 2013). En ce qui concerne l'étalonnage, nous avons effectué une méta-analyse selon un modèle à effets fixes afin de comparer les paramètres de la régression logistique (c.-à-d. les taux de base; Borenstein et al., 2009; Hanson et Broom, 2005).

Surface sous la courbe (AUC). Les valeurs AUC peuvent aussi être interprétées comme la probabilité qu'un récidiviste choisi au hasard obtienne un score révélateur d'un niveau de déviance plus élevé qu'un non-récidiviste choisi au hasard. On s'attend à ce que les valeurs AUC soient plus faibles dans les études pronostiques que dans les études diagnostiques parce que le résultat d'intérêt dans les études pronostiques n'existe pas au moment de l'évaluation et pourrait ne jamais être atteint (Royston, Moons, Altman et Vergouwe, 2009; Helmus et Babchishin, 2017). Les valeurs AUC ont l'avantage de ne pas être influencées par les taux de base et les valeurs aberrantes (Ruscio, 2008). Une valeur AUC est statistiquement significative si l'intervalle de confiance à 95 % ne comprend pas une valeur de 0,50.

Afin de comparer les valeurs AUC non appariées, nous avons employé une technique de bootstrap (n = 10 000) pour obtenir l'erreur type (S.E.) des différences entre la valeur AUC1 et la valeur AUC2 des deux courbes ROC (originales), et ce à l'aide d'une trousse pROC pour le logiciel statistique R(Robin et al., 2011, 2014). Les intervalles de confiance à 95 % des différences entre la valeur AUC1 et la valeur AUC2 ont été calculés comme suit :

IC à 95 % = (AUC1 – AUC2) ± S.E. de 1,96*

La différence entre les valeurs AUC est statistiquement significative si l'intervalle de confiance à 95 % ne comprend pas une valeur de 0.

Rapports des cotes. Les rapports des cotes indiquent le changement dans le risque relatif associé à un changement d'une unité dans les scores à la Statique-99R et à la Statique-2002R. Par exemple, les scores à la Statique-99R pour les estimations quinquennales sont associés à une augmentation constante du risque relatif d'environ 1,28 (Hanson, Thornton, Helmus et Babchishin, 2016) chez les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés. Ainsi, la probabilité de récidive augmente 1,28 fois avec l'augmentation de chaque score à la Statique-99R. Le principal avantage des rapports des cotes réside dans le fait qu'ils sont moins influencés par une restriction de l'étendue que les valeurs AUC (Hanson, 2008).

Comparaison des paramètres de la régression logistique. Nous avons examiné l'étalonnage en comparant la mesure dans laquelle les paramètres de la régression logistique, comme les valeurs d'intersection (centrées sur des scores de 2 à la Statique-99R [B0₂] et de 3 à la Statique-2002R [B0₃]) diffèrent des paramètres de la régression logistique associés aux normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés (tirées de Hanson et al., 2016). Les coefficients B0 centrés sur des scores de 2 à la Statique-99R et de 3 à la Statique-2002R (valeurs médianes parmi les individus ayant été condamnés pour une infraction sexuelle au Canada) représentent le taux de récidive attendu pour les délinquants sexuels au milieu de la distribution du risque. Pour être plus précis, la valeur B0₂ représente le taux de récidive attendu pour un score de 2 à la Statique-99R (p₂) en unités logit (ln[p₂/{1-p₂}]), et la valeur B0₃ représente le taux de récidive attendu pour un score de 3 à la Statique-2002R (p₃) en unités logit (ln[p₃/{1-p₃}]).

Par ailleurs, nous nous sommes servis des normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés pour évaluer l'étalonnage des échelles Statique-99R et Statique-2002R, étant donné que nous avions présélectionné les échantillons utilisés dans la présente étude pour leur risque de récidive élevé (p. ex., individus repérés comme potentiels délinquants dangereux ou ayant bénéficié d'un traitement hautement intensif). Nous avons testé les différences entre les paramètres de notre échantillon et ceux associés aux normes au moyen de la statistique Q tirée d'une méta-analyse effectuée selon un modèle à effets fixes (Borenstein et al., 2009; Hanson et Broom, 2005). La statistique Q suit une loi du chi carré à k-1 degré de liberté (k = le nombre d'études, en l'occurrence k = 2 : nous avons donc testé, d'une part, le groupe autochtone par rapport aux normes et, d'autre part, le groupe blanc par rapport aux normes).

Pour évaluer les différences entre les paramètres du groupe autochtone et du groupe blanc, nous avons eu recours à la statistique b_i différence, que nous avons calculée pour chaque paramètre en soustrayant la valeur b_i du groupe blanc de la valeur b_i du groupe autochtone. Nous avons calculé la variance pour la statistique b_i différence conformément à Ley (1972) au moyen de la formule suivante :

Var (b_i diff) = s²_x + s²_y - 2r_xys_xs_y

où s_x est l'écart-type de la valeur d_i du groupe autochtone, s_y est l'écart-type de la valeur d_i du groupe blanc et r_xy est le coefficient de corrélation qui estime la relation entre la taille d'effet moyenne pour le groupe autochtone et le groupe blanc.

Résultats

Les membres du groupe autochtone étaient, en moyenne, environ 4 ans plus jeunes que les membres du groupe blanc (36,1 ans versus 40,6 ans; valeur AUC = 0,61; IC à 95 % [0,57; 0,65]). Les scores totaux moyens à la Statique-99R et à la Statique-2002R pour les deux groupes étaient supérieurs à la moyenne (niveau de risque IVa; voir le tableau 1), et celui du groupe autochtone était environ ½ point plus élevé que celui du groupe blanc (4,8 versus 4,3 pour la Statique-99R; valeur AUC = 0,57; IC à 95 % [0,53; 0,60]; 6,1 versus 5,7 pour la Statique-2002R; valeur AUC = 0,55; IC à 95 % [0,51; 0,59]).

Comparer les caractéristiques pertinentes pour le risque

Le groupe autochtone obtenait un score moins élevé pour la persistance/paraphilie que le groupe blanc (valeur AUC = 0,39). Comparativement au groupe blanc, le groupe autochtone était significativement moins susceptible d'avoir des antécédents d'infractions sexuelles sans contact (rapport des cotes = 0,45), de victimes de sexe masculin (rapport des cotes = 0,22), de jeunes victimes sans lien de parenté avec le délinquant (rapport des cotes = 0,27) et d'infractions sexuelles antérieures (valeur AUC = 0,45; tableau 2).

En ce qui concerne le jeune âge/la victime qui était un inconnu, le groupe autochtone obtenait un score significativement plus élevé que le groupe blanc (valeur AUC de 0,60). La différence a été attribuée à deux items (l'âge à la mise en liberté et l'infraction répertoriée avec violence non sexuelle). Pour être plus précis, les membres du groupe autochtone étaient significativement plus jeunes que les membres du groupe blanc (valeur AUC de 0,59) et plus susceptibles d'avoir été condamnés pour une infraction répertoriée avec violence (rapport des cotes = 1,61; tableau 2).

Le groupe autochtone obtenait un score plus élevé que le groupe blanc au chapitre de la criminalité générale (valeur AUC = 0,72; tableau 2). Les scores à tous les items associés à la criminalité générale étaient significativement plus élevés pour le groupe autochtone que pour le groupe blanc. Comparativement au groupe blanc, le groupe autochtone était plus susceptible d'avoir des antécédents de violation des conditions de la surveillance communautaire, de crimes de violence non sexuelle antérieurs et de participation antérieure à des activités criminelles.

Validité prédictive de trois structures psychologiques et items

La persistance/paraphilie prédisait la récidive sexuelle chez le groupe blanc (valeur AUC de 0,65). La valeur AUC était plus faible pour le groupe autochtone que pour le groupe blanc (valeur AUC de 0,58), mais la différence n'était pas statistiquement significative. Tous les items de la persistance/paraphilie affichaient une validité prédictive moindre pour le groupe autochtone que pour le groupe blanc. Seuls deux items (les infractions sexuelles antérieures et la jeune victime sans lien de parenté avec le délinquant) prédisaient de manière significative les taux de récidive sexuelle chez le groupe autochtone. Pour l'un des items (les infractions sexuelles sans contact), la direction de l'effet était inversée pour le groupe autochtone (c.-à-d. que les Autochtones ayant des antécédents d'infractions sexuelles sans contact sont moins susceptibles de commettre un autre crime sexuel à l'avenir; tableau 3).

Le jeune âge/la victime qui était un inconnu prédisait la récidive sexuelle chez le groupe blanc (valeur AUC de 0,64), mais pas chez le groupe autochtone (valeur AUC de 0,53), dont le score était significativement plus faible que celui du groupe blanc. Pour être plus précis, chez le groupe autochtone, l'âge à la mise en liberté ne prédisait pas la récidive sexuelle, et la valeur obtenue était significativement plus faible que celle du groupe blanc (valeurs AUC de 0,51 et 0,62 respectivement). Autrement dit, le risque de récidive sexuelle chez le groupe autochtone n'entretenait aucun lien avec l'âge à la mise en liberté. De plus, nous avons constaté que la relation entre les membres du groupe autochtone et leurs victimes (victime sans lien de parenté avec le délinquant ou qui était un inconnu) n'était pas associée à un risque de récidive sexuelle. Un seul item (infraction répertoriée avec violence non sexuelle) prédisait la récidive sexuelle chez le groupe autochtone (valeur AUC de 0,58), mais pas chez le groupe blanc (valeur AUC de 0,51). La différence n'était toutefois pas statistiquement significative (tableau 3).

Dans l'ensemble, la criminalité générale prédisait de manière significative et dans une mesure semblable la récidive sexuelle tant chez le groupe autochtone que chez le groupe blanc (valeurs AUC de 0,59 et 0,61 respectivement). La participation antérieure à des activités criminelles ne prédisait pas la récidive sexuelle chez le groupe autochtone (valeur AUC de 0,50), et la valeur obtenue était significativement plus faible que celle du groupe blanc (valeur AUC de 0,55; tableau 3). Cependant, la plupart des valeurs AUC ne différaient pas de manière significative entre le groupe autochtone et le groupe blanc.

Validité prédictive – Statique-99R et Statique-2002R

En général, les taux de récidive sexuelle chez le groupe autochtone étaient plus élevés que chez le groupe blanc (tableau 4). Parmi le groupe autochtone, 16,2 % avaient commis une nouvelle infraction sexuelle au cours d'une période de suivi fixe de cinq ans, et 24,0 % au cours d'une période de suivi fixe de dix ans. Parmi le groupe blanc, 11,9 % avaient perpétré une nouvelle infraction sexuelle au cours d'une période de suivi fixe de cinq ans, et 19,3 % au cours d'une période de suivi fixe de dix ans.

Statique-99R

Discrimination. Pour la période de suivi fixe de cinq ans, la Statique-99R a été en mesure de différencier les récidivistes des non-récidivistes tant pour le groupe autochtone que pour le groupe blanc. Alors que le groupe blanc affichait une valeur AUC modérée de 0,70, la valeur AUC pour le groupe autochtone était plus faible (valeur AUC = 0,61). Pour la période de suivi fixe de dix ans, la valeur AUC du groupe autochtone a atteint une taille d'effet modérée (valeur AUC de 0,66), mais était tout de même plus faible que celle du groupe blanc (valeur AUC de 0,72; tableau 4).

Avant de comparer la validité prédictive des deux groupes, nous avons examiné le degré d'uniformité au sein de chaque groupe. Chez le groupe autochtone, pour un score de 2 à la Statique-99R (B0₂), les taux de récidive sexuelle obtenus sur la période de cinq ans (5 études) et la période de dix ans (3 études) se ressemblaient beaucoup dans toutes les études incluses dans la présente méta-analyse (p > 0,50 dans les deux cas; voir le tableau 5). Le risque relatif (B1) de la Statique-99R pour l'ensemble des études était aussi très semblable sur la période de cinq ans (5 études) et la période de dix ans (3 études; p > 0,70 dans les deux cas; voir le tableau 5).

Chez le groupe blanc, pour un score de 2 à la Statique-99R (B0₂), les taux de récidive sexuelle obtenus sur la période de cinq ans (5 études) et la période de dix ans (3 études) se ressemblaient beaucoup dans toutes les études (p > 0,60 dans les deux cas; voir le tableau 6). Le risque relatif (B1) de la Statique-99R pour l'ensemble des études était aussi très semblable sur la période de cinq ans (5 études; p = 0,93) et la période de dix ans (3 études; p = 0,60; tableau 6).

Pour un score de 2 à la Statique-99R, les taux de récidive sexuelle sur la période de cinq ans étaient significativement plus élevés chez le groupe autochtone que chez le groupe blanc (10,2 % versus 5,7 %; tableau 7; figure 1). Les taux de récidive sexuelle sur la période de dix ans étaient toutefois semblables chez le groupe autochtone et le groupe blanc (11,9 % versus 9,7 %; tableau 7; figure 2). La discrimination (changement dans le risque relatif) était plus forte chez le groupe blanc que chez le groupe autochtone, tant sur la période de cinq ans (rapports des cotes = 1,21 versus 1,36) que sur la période de dix ans (1,31 versus 1,41), mais ces différences dans la discrimination entre les groupes raciaux n'étaient pas statistiquement significatives (tableau 7; figure 1; figure 2).

Étalonnage. Chez le groupe autochtone, comparativement aux normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés (tirées de Hanson et al., 2016), le taux de base ajusté (score de 2) sur une période de suivi fixe de cinq ans était légèrement plus bas (11,3 % versus 10,2 %), et la discrimination plus faible (rapports des cotes = 1,28 versus 1,21), mais ces différences n'étaient pas statistiquement significatives (tableau 7; figure 1). Sur une période de suivi fixe de dix ans, le taux de base ajusté (score de 2) était plus bas (19,2 % versus 11,9 %) et la discrimination plus forte (rapports des cotes = 1,26 versus 1,31), mais ces différences n'étaient pas statistiquement significatives (tableau 7; figure 2).

Chez le groupe blanc, comparativement aux normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés (tirées de Hanson et al., 2016), le taux de base ajusté (score de 2) sur une période de suivi fixe de cinq ans était significativement plus bas (11,3 % versus 5,7 %), et la discrimination plus forte (rapports des cotes = 1,28 versus 1,36) mais non significative (tableau 7; figure 1). Sur une période de suivi fixe de dix ans, le taux de base ajusté (score de 2) était significativement plus bas (19,2 % versus 9,7 %) et la discrimination plus forte (rapports des cotes = 1,26 versus 1,41), mais pas dans une mesure significative (tableau 7; figure 2).

Statique-2002R

Comparativement à la Statique-99R, pour la Statique-2002R, la taille d'échantillon du groupe autochtone a été réduite à 173 (3 études) sur une période de suivi de cinq ans, et à 101 (2 études) sur une période de suivi de dix ans.

Discrimination. La Statique-2002R a été en mesure de différencier les récidivistes des non-récidivistes pour le groupe blanc (valeurs AUC > 0,69). Pour le groupe autochtone, la validité prédictive de la Statique-2002R était toutefois plus faible (valeurs AUC < 0,61) et non statistiquement significative (tableau 8).

Un peu comme pour la Statique-99R, les taux de base et les niveaux de risque relatif de la Statique-2002R étaient très constants d'une étude à l'autre au sein de chaque groupe racial. Pour être plus précis, chez le groupe autochtone, pour un score de 3 à la Statique-2002R (B0₃), les taux de récidive obtenus tant sur la période de cinq ans (3 études) que sur la période de dix ans (2 études) se ressemblaient beaucoup dans toutes les études (p > 0,40 dans les deux cas; tableau 9). Les résultats globaux de la Statique-2002R ne semblaient toutefois pas être stables étant donné le petit nombre d'études comprises dans la méta-analyse. Par exemple, le taux de base moyen (B0₃) sur une période de suivi fixe de cinq ans (16,4 %) était plus élevé que sur une période de suivi fixe de dix ans (14,3 %) parce que chaque analyse comportait un nombre d'études différent. Le risque relatif (B1) de la Statique-2002R pour l'ensemble des études était aussi très semblable sur une période de cinq ans (3 études) et une période de dix ans (2 études; p > 0,60 dans les deux cas; voir le tableau 9). Néanmoins, le risque relatif (c.-à-d. rapport des cotes) de la Statique-2002R n'était pas statistiquement significatif (faible discrimination; tableau 9).

Chez le groupe blanc, pour un score de 3 à la Statique-2002R (B03), les taux de récidive sexuelle obtenus sur la période de cinq ans (3 études) et la période de dix ans (2 études) se ressemblaient beaucoup dans toutes les études (p > 0,20 dans les deux cas; tableau 10). Le risque relatif (B1) de la Statique-2002R pour l'ensemble des études était aussi très semblable sur une période de cinq ans (3 études) et une période de dix ans (2 études; p > 0,20; tableau 10).

Pour un score de 3 à la Statique-2002R, les taux de récidive sexuelle sur la période de cinq ans étaient significativement plus élevés chez le groupe autochtone que chez le groupe blanc (16,4 % versus 6,0 %; tableau 11; figure 3). Les taux de récidive sexuelle sur la période de dix ans étaient également plus élevés chez le groupe autochtone que chez le groupe blanc, mais la différence n'était pas statistiquement significative (14,3 % versus 8,1 %). La discrimination (changement dans le risque relatif) était plus forte chez le groupe blanc que chez le groupe autochtone, tant sur la période de cinq ans (rapports des cotes = 1,10 versus 1,34) que sur la période de dix ans (1,23 versus 1,40), mais la différence entre les groupes raciaux n'était statistiquement significative que sur la période de cinq ans (tableau 11; figure 3).

Étalonnage. Chez le groupe autochtone, comparativement aux normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés (tirées de Hanson et al., 2016), le taux de base ajusté (score de 3) sur une période de suivi fixe de cinq ans était légèrement plus élevé (13,2 % versus 16,4 %; p = 0,55) et la discrimination plus faible, mais pas dans une mesure significative (rapports des cotes = 1,24 versus 1,10; p = 0,27; tableau 11). Néanmoins, l'étalonnage était généralement faible lorsque le niveau de risque était élevé (p. ex., score de 6 ou plus – niveau IVb; figure 3). En effet, il y avait des écarts significatifs entre les taux de récidive attendus et observés aux niveaux de risque les plus élevés (surestimation).

Chez le groupe blanc, comparativement aux normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés (tirées de Hanson et al., 2016), le taux de base ajusté (score de 3) sur une période de suivi fixe de cinq ans était significativement plus bas (13,2 % versus 6,0 %), et la discrimination plus forte mais non significative (rapports des cotes = 1,24 versus 1,34; tableau 11; figure 3).

Discussion

Des préoccupations d'ordre professionnel et juridique, en particulier l'arrêt Ewert (2018), motivent la recherche sur la mesure dans laquelle l'emploi des outils d'évaluation du risque largement utilisés, comme la Statique-99R et la Statique-2002R, est valide auprès des personnes d'origine autochtone dans le système de justice pénale. C'est pourquoi nous avons examiné, dans la présente étude, les préjugés culturels potentiels dans la validité prédictive (discrimination et étalonnage) des outils Statique-99R et Statique-2002R en ce qui concerne les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels au Canada. Nous avons également cherché à déterminer si les Autochtones qui commettent des crimes sexuels affichent des caractéristiques pertinentes pour le risque différentes des Blancs, et si ces différences pourraient aider à expliquer tout préjugé culturel observé.

Validité prédictive de la Statique-99R et de la Statique-2002R

Comme les études antérieures (Babchishin, Blais et al., 2012), nous avons constaté que les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels obtenaient des scores totaux plus élevés que les Blancs à la Statique-99R et à la Statique-2002R. Nous avons également observé que la Statique-99R était en mesure de différencier les récidivistes des non-récidivistes tant chez les Autochtones que chez les Blancs. Les valeurs AUC tendaient toutefois à être plus faibles chez les Autochtones (p. ex., valeurs AUC de 0,66 pour les Autochtones et de 0,72 pour les Blancs sur une période de suivi de dix ans). Les résultats n'étaient pas aussi positifs en ce qui concerne la Statique-2002R : les scores totaux différenciaient significativement les récidivistes des non-récidivistes chez les Blancs (p. ex., valeur AUC de 0,72 sur une période de suivi de dix ans), mais ni la valeur AUC sur la période de cinq ans ni la valeur AUC sur la période de dix ans n'était significative chez les Autochtones (valeurs AUC = 0,56 et 0,61 respectivement).

Au chapitre de l'étalonnage, il n'y avait aucune différence significative dans les taux de base ajustés (pour un score de 2) chez les Autochtones comparativement aux normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés selon la Statique-99R. En outre, même si les taux globaux associés aux scores obtenus à la Statique-99R étaient plus bas que prévu (d'après les normes), la probabilité de récidive estimée à partir des normes correspondait bien à la probabilité de récidive observée chez notre échantillon. En revanche, la probabilité de récidive estimée à partir des normes de la Statique-2002R ne correspondait pas à la probabilité de récidive observée chez notre échantillon. Chez les Blancs, les taux de base ajustés sur une période de cinq ans pour la récidive sexuelle étaient significativement plus bas que les normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés selon la Statique-99R et la Statique-2002R. Cette constatation s'appliquait aussi à la période de suivi de dix ans pour la Statique-99R, ce qui indique que les normes établies à partir des échantillons présentant un risque ou des besoins élevés surestiment peut-être le risque chez les Blancs.

Les différences dans la discrimination entre la Statique-99R et la Statique-2002R en ce qui concerne les Autochtones sont quelque peu surprenantes étant donné que les deux échelles contiennent bon nombre des mêmes items et entretiennent une corrélation étroite (valeurs r variant entre 0,70 et 0,92; Babchishin, Hanson et Helmus, 2012). Il est possible que ces constatations reflètent une variation aléatoire étant donné la petite taille d'échantillon des études prises en compte dans l'examen de la Statique-200R (p. ex., les estimations sur dix ans se fondaient sur deux seuls échantillons totalisant 101 Autochtones, dont 26 étaient des récidivistes sexuels). La discrimination relativement faible constatée par Babchishin, Blais et al. (2012) pour la Statique-2002R, comparativement à la Statique-99R, ne peut pas être interprétée comme une reproduction indépendante en raison du chevauchement important dans les échantillons des deux méta-analyses. Néanmoins, les résultats de la présente étude justifient de faire preuve d'une prudence extrême dans l'utilisation de la Statique-2002R auprès des personnes d'origine autochtone.

Construits psychologiques

Il est possible pour une échelle de prédire significativement l'effet désiré chez deux groupes culturels différents (équivalence de la mesure), tout en affichant des préjugés culturels dans ses construits sous-jacents (non-équivalence structurelle; Byrne et al., 2009). Tant chez les Autochtones que chez les Blancs ayant des antécédents de crimes sexuels, nous avons examiné la présence et la validité prédictive des construits psychologiques sous-jacents cernés pour la Statique-99R et la Statique-2002R. Comparativement aux Blancs, les Autochtones affichaient significativement moins d'indicateurs de la persistance/paraphilie (infractions sexuelles antérieures, infractions sans contact, victimes de sexe masculin, jeunes victimes), et significativement plus d'indicateurs du jeune âge/victime qui était un inconnu (âge à la mise en liberté, infractions répertoriées avec violence non sexuelle) et de la criminalité générale (violations des conditions de la surveillance communautaire, participation antérieure à des activités criminelles, infractions de violence non sexuelle antérieures). Ces résultats concordent avec la recherche générale sur l'évaluation du risque que présentent les Autochtones (p. ex., Babchishin, Blais et al., 2012; Helmus et al., 2012; Olver et al., 2018; Perley-Robertson et al., 2018; Shepherd et al., 2014).

Ni le construit « persistance/paraphilie » ni le construit « jeune âge/victime qui était un inconnu » ne prédisait significativement la récidive sexuelle chez les Autochtones. Comme ces construits prédisaient toutefois la récidive sexuelle chez les Blancs, il est possible que les mêmes items mesurent différents construits chez les personnes d'origines raciales ou ethniques différentes. En revanche, la criminalité générale prédisait la récidive sexuelle dans une mesure semblable chez les deux groupes. Plusieurs constatations particulières qui s'appliquent à l'ensemble des construits valent la peine d'être soulignées.

Lorsque nous avons examiné les items individuels de la persistance/paraphilie, nous avons constaté que la différence dans la discrimination pouvait être attribuée à deux items : a) infractions sexuelles sans contact; et b) une victime de sexe masculin. Chez les Blancs, ces items sont des indicateurs bien établis de la déviance sexuelle générale et des intérêts paraphiliques (pédophilie, exhibitionnisme, voyeurisme). Or, de plus amples recherches sont nécessaires pour déterminer si ces items mesurent des construits semblables chez les Autochtones. S'il n'y a aucune raison de croire que le construit des intérêts sexuels déviants ne s'applique pas aux personnes d'origine autochtone, il se peut que la Statique-99R et la Statique-2002R ne contiennent pas d'items portant expressément sur la façon dont la déviance sexuelle s'exprime chez les Autochtones.

Nous avons été particulièrement surpris de voir que les antécédents d'infractions sexuelles sans contact prédisaient la récidive sexuelle dans une mesure moindre, et non plus élevée, chez les Autochtones, puisque ces antécédents entretiennent un lien étroit avec un risque accru de récidive sexuelle chez les échantillons principalement blancs (Hanson et Bussière, 1998; Helmus et Thornton, 2015). Si les explications tiennent toutes de la pure conjecture, il se peut que l'exhibitionnisme, qui accroît le plus le risque d'infractions sans contact et représente souvent un trouble hautement répétitif et persistant chez les Blancs, soit un trouble propre à la culture. Il pourrait même s'agir d'un trouble propre aux hommes blancs (comme les meurtres en série). En effet, les infractions sans contact étaient rares chez les Autochtones faisant partie de notre échantillon, et sont également rares chez les Afro-Américains (Lee, Hanson, Calkins et Jeglic, 2018).

Dans le construit « jeune âge/victime qui était un inconnu », l'absence de relation entre l'âge et la récidive sexuelle chez les Autochtones était inattendue. Pour les Blancs, la baisse du risque de récidive sexuelle avec l'âge repose sur des données empiriques solides (Barbaree et Blanchard, 2008; Hanson, 2002) appuyées par une théorie crédible, dont la baisse de la libido, les augmentations prévisibles de la maîtrise de soi sur le plan sexuel et la réduction des occasions de commettre des infractions (Hanson, 2002). Or, certaines valeurs culturelles de la société autochtone pourraient éliminer l'effet de l'âge sur la récidive sexuelle. Par exemple, des valeurs culturelles uniques pourraient favoriser la maîtrise de soi sur le plan sexuel et éliminer les intérêts sexuels déviants dès un jeune âge. De plus, la délinquance sexuelle peut prendre une signification différente pour les gens d'âge mûr que pour les jeunes chez les Autochtones comparativement aux Blancs. En particulier, chez les Autochtones, la délinquance sexuelle dans la quarantaine ou la cinquantaine pourrait être révélatrice de problèmes persistants liés à la maîtrise de soi sur le plan sexuel.

En général, les différences dans la présence et la validité prédictive de caractéristiques pertinentes pour le risque entre les Autochtones et les Blancs peuvent être révélatrices de différentes trajectoires menant à la délinquance sexuelle. Récemment, Brouillette-Alarie et Proulx (2018) ont établi un modèle étiologique qui comprenait deux grands chemins vers la délinquance sexuelle, l'un caractérisé par l'isolement social et la déviance sexuelle (p. ex., intérêt sexuel envers les enfants), et l'autre par l'antisocialité (p. ex., impulsivité), la victimisation physique et pscyhologique ainsi que la promiscuité sexuelle. Si le premier chemin était lié à la récidive sexuelle, en particulier les crimes contre des enfants, le deuxième avait plus à voir avec les infractions de violence non sexuelle et les infractions sexuelles à l'endroit des femmes. Les caractéristiques des Autochtones faisant partie de notre échantillon s'apparentaient plus à celles du deuxième chemin, soit l'antisocialité, mais elles ne s'inscrivaient pas non plus clairement dans ce schéma. Il pourrait donc exister chez les Autochtones des chemins distinctifs vers la délinquance sexuelle qui ne sont pas bien représentés par nos modèles étiologiques actuels. Ainsi, le recensement des différences culturelles dans l'étiologie de la délinquance sexuelle pourait contribuer grandement à notre connaissance des Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels.

Préjugés culturels dans la Statique-99R et la Statique-2002R en ce qui concerne les populations indigènes

La présente étude comporte trois grandes constatations : 1) la Statique-99R affichait des niveaux acceptables de discrimination et d'étalonnage tant pour les Blancs que pour les Autochtones; 2) la Statique-2002R différenciait mal les récidivistes des non-récidivistes chez les Autochtones et affichait un étalonnage faible en général; et 3) les caractéristiques pertinentes pour le risque qui prédisent la récidive sexuelle chez les Blancs sont présentes à différents niveaux, et prédisent la récidive sexuelle différemment, chez les Autochtones et chez les Blancs. Ces constatations soulèvent toutefois la question essentielle de savoir quel degré de similitude est suffisant pour justifier l'utilisation des outils d'évaluation du risque auprès de tout groupe racial ou ethnique différent, ce qui inclut l'utilisation des outils Statique auprès des Autochtones. Pour donner suite à la décision rendue par la Cour suprême dans l'affaire Ewert, nous devons savoir quelles données probantes seraient suffisantes pour justifier l'utilisation des outils auprès des Autochtones. Inversement, à quel point les résultats doivent-ils être différents pour que les évaluateurs évitent d'employer, auprès d'une minorité raciale ou ethnique particulière, un outil d'évaluation du risque élaboré à partir d'un échantillon blanc?

À l'heure actuelle, les communautés scientifique et professionnelle ne disposent pas de conventions ou de normes claires pour évaluer la mesure dans laquelle la variation culturelle observée dans les outils d'évaluation est tolérable. Pour fixer la limite de ce qui constitue un préjugé culturel, on peut notamment estimer la probabilité que les différences observées soient principalement dues à une variation aléatoire. Dans cette optique, on s'attend a priori à ce qu'il n'y ait pas de différences culturelles réelles et que toute différence observée résulte d'un échantillonnage (aléatoire ou biaisé) à partir de la même population. Pour de nombreuses personnes qui se préoccupent de la surreprésentation des Autochtones, l'hypothèse nulle est une supposition des plus douteuses. On s'attendrait plutôt à un certain degré de différences raciales qui, d'un point de vue bayésien, réduirait la quantité de données probantes requise pour conclure que des différences réelles étaient présentes. Or, le principal problème lorsqu'on se fie uniquement aux différences statistiquement significatives, c'est qu'il est possible de détecter des différences qui sont trop petites pour compter. Avec de larges échantillons, une différence de quelques points de pourcentage pourrait être statistiquement significative mais entraîner les mêmes conclusions sur la question de fond.

Pour déterminer la présence de préjugés culturels, on peut aussi vérifier si les données probantes appuient les mêmes déductions pour le même score. Dans cette approche, on se préoccupe surtout de l'uniformité des décisions qui découleraient des scores. En cas de réelles différences culturelles dans les scores, ces différences sont tolérables si le décisionnaire pourrait néanmoins justifier de prendre la même décision quelle que soit la race ou l'ethnie de la personne. Par exemple, la libération conditionnelle serait refusée tant à un détenu blanc dont le risque était estimé à 30 % qu'à un détenu autochtone dont le risque était estimé à 20 %, si le seuil de risque acceptable était de 5 récidivistes sur 100 libérations conditionnelles. Dans cet exemple, le même score est associé à des taux de récidive significativement différents pour les Blancs et les Autochtones, mais en dépit des différences raciales, les résultats de l'évaluation justifieraient la même décision. En l'occurrence, l'évaluation permet de déduire avec validité que le risque est supérieur à 5 % pour les deux groupes raciaux. En revanche, les préjugés culturels présents dans le résultat à l'évaluation seraient problématiques si le seuil de décision était de 25 récidivistes sur 100 libérations conditionnelles.

L'exemple ci-dessus montre qu'il serait difficile d'établir une seule norme quant à ce qui constitue un préjugé culturel tolérable : la quantité et la nature des préjugés tolérables dépendraient des décisions requises. C'est pourquoi les évaluateurs doivent bien examiner la mesure dans laquelle les données probantes disponibles justifient leurs déductions particulières à partir d'un score, et si toute différence raciale ou culturelle observée influencerait leur décision.

Pour la Statique-99R et la Statique-2002R, les concepteurs ont associé aux scores obtenus plusieurs types d'information différents (Hanson et al., 2017; Phenix, Helmus et Hanson, 2016), qui ont été regroupés en fonction du niveau de risque normalisé (niveaux I, II, III, IVa et IVb) – qui vise à fournir des renseignements quantitatifs (rangs-centiles, rapports de risques, taux de récidive) – et des caractéristiques psychologiques (p. ex., gravité des besoins liés aux facteurs criminogènes, antécédents sur le plan du développement, besoins en matière de traitement). La présente étude portait uniquement sur certains des renseignements quantitatifs fournis par ces outils d'évaluation du risque (soit les rapports des risques et les taux de récidive). Il faudrait mener de plus amples recherches pour déterminer la mesure dans laquelle d'autres caractéristiques pertinentes pour le risque (p. ex., problèmes de maîtrise de soi sur le plan sexuel, réaction au traitement) sont associées aux mêmes scores à la Statique-99R et à la Statique-2002R chez les Autochtones et chez les Blancs.

Pour mieux comprendre les préjugés culturels dans les outils d'évaluation du risque, il faut examiner la signification des construits (c.-à-d. les déductions liées aux niveaux de risque) pour différents groupes raciaux ou ethniques. La présente étude s'attardait à la capacité de ces outils à repérer les personnes présentant un risque élevé de récidive sexuelle, étant donné sa pertinence directe pour l'affaire Ewert. En général, pour ce qui concerne les Autochtones, le risque relatif (rapports des cotes) et les taux de récidive sexuelle absolus de la Statique-99R ressemblaient de près aux normes établies par les concepteurs de l'outil (Phenix et al., 2016). Les déductions quant aux taux de récidive sexuelle faites à partir des niveaux de risque de la Statique-99R bénéficient donc d'un appui tant pour les Autochtones que pour les Blancs. En revanche, pour des raisons inconnues, les constatations de la présente étude n'appuyaient pas les estimations de la Statique-2002R quant au risque relatif et au taux de récidive absolu chez les Autochtones.

Si la présente étude ne visait pas à examiner directement les construits psychologiques pertinents pour le risque qui sont associés aux niveaux de risque normalisés, il y avait assez de tendances significativement différentes dans les caractéristiques pertinentes pour le risque entre les Autochtones et les Blancs pour que des différences culturelles soient probables. En particulier, les Blancs affichaient des niveaux plus élevés d'intérêts sexuels déviants, tandis que les Autochtones affichaient des niveaux plus élevés de criminalité générale. Par conséquent, les recherches menées à l'avenir devraient examiner la mesure dans laquelle le profil psychologique peut être différent selon l'origine raciale ou culturelle des personnes qui, selon la Statique-99R et la Statique-2002R, présentent un niveau de risque supérieur à la moyenne.

Limites

Malgré les nombreuses forces de la présente étude (échantillon le plus vaste à ce jour; examen de la discrimination et de l'étalonnage), plusieurs aspects limitent la confiance dans les conclusions. Tout d'abord, il importe de noter que les Autochtones du Canada ne forment pas un groupe homogène. Ils comprennent les Premières Nations (58 %) et les Inuits (4%), les premiers habitants de l'Amérique du Nord, et les Métis (35 %) descendance européenne et autochtone mixte (Statistique Canada, 2018). Chaque groupe a sa propre langue et sa propre culture, et c'est pourquoi il est difficile de déterminer la mesure dans laquelle les résultats s'appliquent à chacun d'entre eux.

Par ailleurs, il se peut que les caractéristiques pertinentes pour le risque que présentent les Autochtones vivant à l'extérieur des réserves ressemblent plus à celles des Blancs qu'à celles des Autochtones vivant dans les réserves (p. ex., 66 % des membres des Premières Nations, et presque tous les Métis et les Inuits, vivent à l'extérieur des réserves; Statistique Canada, 2018). Ces variables n'étaient toutefois pas disponibles dans la présente étude. De plus, toutes les personnes ayant des antécédents de crime sexuels formant nos échantillons avaient déjà été évaluées comme présentant un risque élevé (pénitenciers fédéraux, Système national de repérage, programmes de traitement des délinquants sexuels), et il est possible que les constatations ne s'appliquent pas aux Autochtones et aux Blancs qui présentent un risque plus faible (comme ceux qui purgent une peine dans la collectivité).

Enfin, même si nos échantillons autochtones étaient plus larges que ceux des études antérieures, les chiffres étaient encore bien en-deçà de la taille d'échantillon requise pour effectuer des estimations stables à l'aide d'une analyse de régression logistique (c.-à-d. 100 récidivistes et 100 non-récidivistes; Vergouse, Steyerberg, Eijkemans et Habbema, 2005).

Répercussions sur la recherche

Les résultats de la présente étude renforcent l'importance de tenir compte à la fois de la discrimination (c.-à-d. le risque relatif) et de l'étalonnage (c.-à-d. le risque absolu) dans l'examen des outils d'évaluation du risque. Par exemple, si la Statique-99R affichait une discrimination plus faible pour les Autochtones que pour les Blancs, l'étalonnage pour les Autochtones semblait être semblable ou supérieur à l'étalonnage pour les Blancs (les normes établies pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés ne différaient pas significativement du taux de récidive ajusté des Autochtones, mais différaient significativement de celui des Blancs).

Ensuite, dans la présente étude, nous n'avons pas pu examiner plusieurs variables importantes qui aideraient à mieux comprendre les différences dans la validité prédictive des échelles d'évaluation du risque. Comme il a déjà été mentionné, nous n'avons pas pu classer les échantillons autochtones dans des catégories plus précises (Premières Nations, Métis ou Inuits), ou comparer ceux qui vivent dans les réserves à ceux qui vivent à l'extérieur des réserves. Bonta, LaPrairie et Wallace-Capretta (1997) ont constaté des différences significatives entre les Autochtones qui vivent dans les réserves et ceux qui vivent à l'extérieur des réserves (p. ex., les Autochtones vivant à l'extérieur des réserves obtenaient des scores plus élevés à l'évaluation du risque), d'où l'importance de tenir compte de cette variable. Les recherches menées à l'avenir devraient donc tenter de préciser davantage le groupe autochtone, car cela permettrait d'évaluer de façon plus nuancée les différences dans la validité prédictive des échelles d'évaluation du risque.

Enfin, aucune étude n'a encore tenté de déterminer si l'inclusion de variables propres à la culture (p. ex., perte de la langue maternelle, effet des pensionnats; Mann, 2009) accroîtrait la validité de la prédiction de la récidive chez les Autochtones. Dans le même ordre d'idées, l'inclusion de ces facteurs pourrait peut-être aider à expliquer les différences dans les construits psychologiques sous-jacents qui ont été cernées pour la Statique-99R et la Statique-2002R. Pour être plus précis, il pourrait y avoir des construits propres aux Autochtones dans le système de justice pénale, et l'exclusion des items relatifs à ces construits pourrait aider à expliquer la validité prédictive relativement faible de certains outils d'évaluation du risque en ce qui concerne les Autochtones (Gutierrez et al., 2016). Il se pourrait aussi que certains types de délinquance sexuelle soient propres aux Blancs, notamment l'exhibitionnisme et la possession d'images d'abus sexuel d'un enfant (ces deux types de délinquance sexuelle sont codés comme des infractions sexuelles sans contact dans la Statique-99R et la Statique-2002R).

Répercussions sur les politiques et la pratique

La Statique-99R était l'un des outils en cause dans l'affaire Ewert c. Canada (2015, 2018). Conformément aux constatations d'études antérieures (p. ex., Babchishin, Blais et al., 2012), la présente étude appuie l'utilisation de la Statique-99R auprès des Autochtones afin de repérer les personnes présentant un risque élevé de récidive sexuelle (principe du risque). Pour être plus précis, la Statique-99R était en mesure de différencier les récidivistes des non-récidivistes chez les Autochtones à des niveaux de validité acceptables. Si la discrimination était plus faible pour les Autochtones que pour les Blancs, les différences sont minimes et, même lorsqu'elles sont prises en compte, les scores obtenus à la Statique-99R permettent de faire des déductions semblables pour les deux groupes.

Sur le plan de l'étalonnage, les taux de base de la Statique-99R pour les hommes autochtones ressemblaient de près aux normes établies par les concepteurs de l'échelle pour les échantillons présentant un risque ou des besoins élevés (Phenix et al., 2016). En revanche, dans la présente étude, la Statique-2002R affichait une validité prédictive significativement plus faible pour les hommes autochtones (discrimination et étalonnage) que ce qui a été établi comme la norme ou pour les Blancs. Par conséquent, nos constatations n'appuient pas l'utilisation de la Statique-2002R pour déterminer la probabilité de récidive sexuelle chez les Autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels.

Étant donné que les hommes autochtones ayant des antécédents de crimes sexuels obtenaient des scores significativement plus élevés aux indices de la criminalité générale (p. ex., antécédents criminels, violence non sexuelle) et significativement plus faibles aux indices de la délinquance sexuelle (p. ex., paraphilie), le traitement des hommes autochtones qui commettent des crimes sexuels pourrait gagner à mettre davantage l'accent sur la criminalité générale (p. ex., attitudes et comportements antisociaux). De plus, les programmes de traitement seront probablement à leur plus efficace s'ils tiennent compte des valeurs ou des normes culturelles des Autochtones (p. ex., spiritualité), ainsi que des caractéristiques sociodémographiques qui influencent la réaction au traitement (p. ex., faibles niveau d'instruction et statut socioéconomique, oppression systémique, méfiance envers le système de justice pénale; principe de la réceptivité^Note4; Gutierrez, Chadwick et Wanamaker, 2018).

Conclusion

Dans Ewert c. Canada (2018), la Cour suprême du Canada a statué que l'utilisation de certains outils d'évaluation du risque de récidive auprès des Autochtones par le Service correctionnel du Canada (SCC) contrevenait au paragraphe 24(1) de la Loi sur le système correctionnel et la mise en liberté sous condition. Plus précisément, ce paragraphe exige que les renseignements qu'utilise le SCC pour prendre des décisions au sujet d'un délinquant soient exacts et à jour. La Cour a conclu non pas que l'utilisation des outils en cause portait préjudice aux Autochtones, mais bien que le SCC n'avait pas fait preuve de diligence raisonnable, car il n'avait pas vérifié la validité auprès des Autochtones de certains outils d'évaluation du risque qu'il utilise couramment.

En raison des règles de preuve, les juges de la Cour suprême qui ont entendu l'affaire Ewert n'ont pu tenir compte que des recherches scientifiques jugées crédibles par le juge Phelan dans l'audience originale devant la Cour fédérale en 2015. Le seul expert auquel on a fait appel dans l'affaire, M. Stephen Hart, Ph. D., a affirmé dans son rapport de 2012 qu'on ignorait la validité des outils d'évaluation du risque en ce qui concerne les Autochtones à cause du manque de recherche sur le sujet. Le juge en chef McLachlin et ses collègues n'étaient donc pas au courant de toute recherche subséquente, dont la méta-analyse effectuée en 2012 par Babchishin et ses collègues, qui portait sur la validité prédictive de la Statique-99R et de la Statique-2002R en ce qui concerne les Autochtones.

Comme il a déjà été mentionné, on constate un manque de critères clairs à partir desquels déterminer si tout nombre observé de préjugés culturels est tolérable. Pour ce qui est de l'affaire Ewert, les juges Rowe et Côté ont noté qu'il n'appartenait pas aux tribunaux de déterminer quels outils d'évaluation du risque les psychologues devraient utiliser. Ce sont les communautés de pratique professionnelles qui prennent les décisions touchant les attestations scientifiques des tests psychologiques ou des outils d'évaluation criminologiques.

Si l'on se fie aux données probantes accumulées jusqu'à présent et aux résultats de la présente étude, les recherches sont suffisantes pour justifier l'utilisation de la Statique-99R, mais pas de la Statique-2002R, pour déterminer la probabilité de récidive sexuelle chez les hommes autochtones. Il est probable que la Statique-99R comporte certains préjugés culturels, mais les données probantes disponibles indiquent que peu importe la race (blanche ou autochtone), les scores obtenus grâce à cet outil permettront le plus souvent de faire les mêmes déductions générales relativement au risque relatif et aux taux de récidive sexuelle absolus. Néanmoins, comme les outils d'évaluation du risque sont utilisés à tous les points de contact avec le système de justice pénale (p. ex., services de police, détermination de la peine, réadaptation, libération conditionnelle), la poursuite des efforts en vue de valider les échelles d'évaluation du risque auprès des Autochtones demeure une priorité en matière de recherche.

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Annexe A

Annexe B

Annexe C

Date de modification :

2023-02-24