Pouvoir discrétionnaire de la police à l'égard des jeunes contrevenants

Annexe méthodologique

II. Données statistiques sur les affaires concernant des jeunes contrevenants

Le Centre canadien de la statistique juridique nous a fourni des tableaux personnalisés de données statistiques tirées du Programme de déclaration uniforme de la criminalité fondé sur l'affaire (DUC2).

Pour les analyses décrites dans le chapitre II, nous avons utilisé un tableau de toutes les affaires concernant des jeunes déclarées au DUC 2 pour 2001, ventilées selon la province et le règlement de l'affaire; ainsi qu'un tableau de toutes les affaires concernant des adolescents déclarées de 1995 à 2001 par un sous-ensemble de services de police qui ont fourni des déclarations à la DUC2 de façon continue entre 1995 et 2001 (la « base de données sur les tendances »).

Pour les analyses décrites dans le chapitre V, nous avons utilisé un tableau de tous les adolescents arrêtés en 2001 qui ont été déclarés au DUC2 par un sous-ensemble de services de police. Ces données ont été ventilées simultanément selon la décision du policier (dépôt d'accusations par opposition à autres traitements) et plusieurs variables indépendantes. Comme ces données renfermaient de l'information se rapportant aux années 1995 à 2001 (voir ci-dessous), l'échantillon des services de police a été limité à ceux faisant partie de la base de données sur les tendances (voir ci-dessus). On a ensuite réduit l'échantillon en omettant un service de police (Toronto) qui ne transmet pas de données sur les jeunes qui ne faisant pas l'objet d'accusations, puisque la variable dépendante dans les analyses était le dépôt ou non d'accusations contre l'adolescent. L'échantillon ainsi obtenu comprenait 186 services de police dans six provinces : Nouveau-Brunswick, Québec, Ontario, Saskatchewan, Alberta et Colombie-Britannique.

Les antécédents criminels de l'adolescent sont décrits comme un facteur important de la décision du policier, tant dans des études intérieures que dans les entrevues que nous avons réalisées. Une programmation spéciale a été nécessaire pour créer cette variable puisque le DUC2 ne la saisit pas habituellement. Le travail a été exécuté aux fins du présent projet par le personnel de Statistique Canada et le chercheur principal. La procédure consistait à faire une recherche dans tous les dossiers de la DUC2 couvrant la période de 1995 à 2001 dans l'échantillon des services de police que nous avons constitué puis de coupler les rapports d'arrestation concernant les adolescents arrêtés en 2001. Chaque rapport (sauf la dernière arrestation en 2001, qui était l'arrestation dont nous avons analysé l'issue) constituait une arrestation antérieure. Ces arrestations ont été comptabilisées et classifiées.

Ce n'est pas une mince tâche de coupler les rapports concernant une même personne puisque le DUC2 n'utilise pas d'identificateur unique. Le nom de famille de la personne est codé au moyen d'un code SOUNDEX à quatre caractères, qui n'est pas unique; c'est-à-dire que de nombreux noms de famille reçoivent le même code SOUNDEX. Par conséquent, si nous étions contentés de coupler les codes SOUNDEX, nous aurions obtenu de nombreux faux couplages positifs; c'est-à-dire que de nombreux rapports se rapportant à des personnes différentes seraient traités à tort comme des arrestations antérieures d'une même personne. Nous aurions sous-estimé ainsi le nombre de personnes individuelles et surestimé l'épaisseur de leur dossier. Le problème n'est pas forcément aussi important dans notre étude qu'il pourrait l'être dans d'autres types d'études, puisque nous ne nous intéressons pas ici aux rapports antérieurs comme tels mais à leur corrélation avec la probabilité d'être accusé. En général, les erreurs touchant la mesure des variables (comme les surestimations des rapports antérieurs) atténuent les corrélations. Ainsi, une telle erreur aurait pour effet de donner lieu à une légère sous-estimation de l'impact des antécédents sur les décisions des policiers et à une surestimation légère de l'impact d'autres variables connexes, comme l'âge du jeune contrevenant. Il est possible de réduire considérablement les faux couplages positifs en couplant simultanément le code SOUNDEX, la date de naissance et le sexe (qui sont tous disponibles dans le DUC2), mais ce problème pourrait quand même se poser.

Des spécialistes en méthodologie de Statistique Canada ont exécuté une analyse exhaustive de la probabilité de faux couplages positifs en comparant le taux d'occurrence de chaque code SOUNDEX du DUC2 et les taux d'occurrence des noms de famille correspondants dans les populations des provinces canadiennes à l'aide d'annuaires téléphoniques électroniques. Ils ont ainsi établi, pour chaque code SOUNDEX, le taux prévu de faux couplages positifs, lorsque ce code est utilisé pour faire un couplage en conjonction avec la date de naissance et le sexe. La vulnérabilité des codes SOUNDEX à un faux couplage positif varie beaucoup étant donné que certains d'entre eux correspondent à des noms de famille très courants et d'autres pas. Les évaluations de la « qualité du couplage » des codes SOUNDEX (c.-à-d. leur non-vulnérabilité aux faux couplages positifs) ont été fondées sur l'hypothèse selon laquelle les rapports du DUC2 ne seraient couplés qu'à l'intérieur des services de police d'une même région métropolitaine de recensement (RMR) ou à l'intérieur de la juridiction d'un service de police particulier à l'extérieur des RMR (étant donné qu'aucun principe évident ne permettait de grouper des services de police ne faisant pas partie d'une RMR). On a également envisagé la possibilité de faire un couplage dans des régions plus grandes, comme une province entière, afin de saisir les arrestations antérieures d'un adolescent dans des juridictions différentes. Le principe de base ici est que la probabilité de faux couplages positifs est directement liée à la taille de la population à l'intérieur de laquelle le couplage est effectué.

En nous appuyant sur cette analyse de la qualité, nous avons défini quatre catégories de code SOUNDEX :

L'« efficacité du couplage » renvoie à l'absence de faux couplages positifs; p. ex. un taux d'efficacité du couplage de 99 % signifie qu'on s'attend que 1 % des couplages soient faux, et «99 % ou mieux » signifie qu'on s'attend que moins de 1 % des couplages soient faux.

En utilisant 95 % d'efficacité du couplage comme critère d'acceptabilité, nous avons décidé d'omettre tous les rapports dont la qualité du code SOUNDEX était 2 ou 3, sauf à Montréal. Cette omission est assez acceptable ailleurs, étant donné que la population de la plupart des juridictions est si petite qu'on trouve très peu ou pas de codes SOUNDEX ayant une qualité 2 ou 3 : les seules juridictions ayant plus de 0,0 % de ces codes SOUNDEX sont Montréal (28,4 %), Québec (2,2 %), Calgary (1,3 %), Edmonton (3,5 %) et Toronto (15,1 %), mais nous avions déjà exclu Toronto de notre échantillon parce qu'on n'y déclare pas les cas où les adolescents ne font pas l'objet d'accusations. Comme nous aurions omis un grand nombre de dossiers pour Montréal si nous avions adopté ces critères, nous avons décidé d'inclure les dossiers ayant un code SOUNDEX de qualité 2 dans cette juridiction.

La population des régions du Nouveau-Brunswick qui fournissent des données au DUC2 est suffisamment petite qu'il était possible de faire un couplage en traitant tous les services de police comme une même unité, pour tous les codes SOUNDEX. Pour la Saskatchewan et l'Alberta, on a effectué le couplage en traitant tous les services de police comme une même unité pour les codes SOUNDEX de qualité 0, mais en fonction de chaque service de police pour les codes SOUNDEX de qualité 1. Pour l'Ontario, le Québec et la Colombie-Britannique, le couplage a été fait à l'intérieur d'une RMR ou de chaque service de police à l'extérieur des RMR pour les codes SOUNDEX de qualité 0 et 1. Nous avons ainsi obtenu un échantillon de 38 727 jeunes contrevenants arrêtés en 2001, avec une moyenne de 2,9 arrestations, incluant la plus récente; ou 1,9 arrestation antérieure. Nous avons également examiné les résultats de trois autres séries de critères de couplages plausibles mais moins conservateurs, qui ont produit des résultats très similaires, allant de 38 369 à 38 411 jeunes contrevenants et un nombre moyen de trois arrestations (dans les trois cas). Par conséquent, aux fins de la présente étude, les résultats du couplage étaient solides même quand nous utilisions des critères de couplage moins rigoureux.

Le nombre d'arrestations antérieures des adolescents de notre échantillon variait de 0 à 261, mais la grande majorité (96 %) d'entre eux avaient 10 arrestations ou moins et la plupart (90 %), 5 ou moins. Nous n'avons perdu aucune information en recodant le nombre d'arrestations antérieures 0, 1, 2, 3-4 et 5 ou plus pour évaluer la corrélation entre le nombre d'arrestations antérieures et la décision du policier.

Nous avons croisé séparément la décision du policier (dépôt d'accusations par opposition à autres traitements) avec chacune des variables indépendantes :

Nous n'avons pas analysé plus loin les deux dernières variables puisqu'elles n'ont montré aucune corrélation avec la décision du policier. Les pourcentages des adolescents qui ont fait l'objet d'accusations, ventilés selon chacune des autres variables, figurent dans des tableaux individuels au chapitre V.

Afin d'évaluer la relation entre des variables indépendantes tout en contrôlant des facteurs connexes, nous avons entré simultanément toutes les variables indépendantes dans une analyse de régression multiple dans laquelle la décision du policier (dépôt d'accusations par opposition à autres traitements) était la variable dépendante. Nous avons calculé deux statistiques :