L'efficacité des pratiques de la justice réparatrice : Méta-analyse
4. Résultats
Vingt-deux études uniques portant sur l'efficacité de 35 programmes de justice réparatrice ont produit 66 valeurs de l'effet qui ont servi à la méta-analyse. Un résumé des caractéristiques de l'étude figure au tableau 2. Il convient de noter que les fréquences présentées au tableau 2 sont fondées sur les 35 programmes, à l'exception du genre de mesure du résultat et de la source de l'étude, qui sont fondés sur 66 valeurs de l'effet et 22 études uniques respectivement.
| VARIABLE | FRQUENCE (%) |
|---|---|
| Mode de justice réparatrice | |
| Conférence | 8 (22,9 %) |
| Médiation entre la victime et le délinquant | 27 (77,1 %) |
| Point d'entrée | |
| Avant la mise en accusation | 7 (20,0 %) |
| Après la mise en accusation | 6 (17,1 %) |
| Avant l'imposition de la peine | 1 (2,9 %) |
| Après l'imposition de la peine | 1 (2,9 %) |
| Mixte | 20 (57,1 %) |
| Mesure du résultat | |
| Satisfaction de la victime | 13 (19,7 %) |
| Satisfaction du délinquant | 13 (19,7 %) |
| Conformité à l'accord de dédommagement | 8 (12,1 %) |
| Récidive | 32 (48,5 %) |
| Sexe | |
| Surtout masculin (>70 %) | 33 (94,3 %) |
| Mixte | 2 (5,7 %) |
| Origine ethnique | |
| Surtout blanc (>70 %) | 14 (40,0 %) |
| Autre | 2 (5,7 %) |
| Mixte/non précisé | 19 (54,3 %) |
| Groupe d'âge | |
| Adulte | 9 (25,7 %) |
| Jeune | 26 (74,3 %) |
| Source de l'étude | |
| Publiée | 10 (45,5 %) |
| Non publiée | 12 (54,5 %) |
Les valeurs de l'effet provenaient en majorité des programmes qui visaient surtout les délinquants de sexe masculin (94 %) et jeunes (74 %). Fait intéressant, une grande partie des valeurs de l'effet était tirée d'études non publiées dans les revues spécialisées révisées par les pairs (55 %) ce qui, comme nous l'avons indiqué précédemment, n'est généralement pas le cas dans les méta-analyses.
Comme le montre le tableau 2, les études comprenaient généralement une ou plusieurs des mesures des résultats suivantes : satisfaction de la victime, satisfaction du délinquant, conformité à l'accord de dédommagement et réduction de la récidive. Chacune de ces questions fera l'objet d'un examen dans les sous-sections qui suivent.
4.1 Satisfaction de la victime
La valeur de l'effet moyenne globale des 13 tests de l'incidence des programmes de justice réparatrice sur la satisfaction de la victime était de +0,19 (ET =.18), l'intervalle de confiance de 95 % variant de +0,30 à +0,08 (voir la figure 1). Même si les valeurs de l'effet variaient de +0,44 à -0,19, cette dernière valeur était la seule valeur négative observée dans la distribution. En d'autres termes, la participation à un programme de justice réparatrice a entraîné des cotes de satisfaction des victimes plus élevées comparativement au groupe de référence dans les 13 programmes examinés, sauf un.
Figure 1. Distribution des estimations des valeurs de l'effet(SATISFACTION DE LA VICTIME)
Il convient de noter que le seul résultat négatif a été observé dans le seul programme offert au point d'entrée postérieur à l'imposition de la peine (ou services correctionnels). Comparativement aux victimes qui ont participé au système de justice traditionnel, les victimes qui ont participé aux processus de justice réparatrice étaient beaucoup plus satisfaites (t (12) = 3,89, p < 0,01).
Étant donné l'éventail relativement étendu de valeurs de l'effet, nous avons effectué d'autres analyses pour déterminer si les caractéristiques de l'échantillon à l'étude ou des considérations méthodologiques pouvaient expliquer cette variabilité. Au début, nous avions espéré examiner un nombre relativement important de modérateurs éventuels comme le sexe, l'origine ethnique, les antécédents criminels, le genre d'infraction, etc. Malheureusement, l'homogénéité relative des délinquants visés dans les études ainsi que le volume important de données manquantes ont rendu bon nombre de ces analyses impossibles. D'autre part, cette homogénéité accroît notre confiance dans la possibilité d'étendre les conclusions à cette population. Par conséquent, les analyses dont il est fait état plus loin portent sur six facteurs : répartition au hasard, âge du délinquant, source de la publication, modèle de justice réparatrice, point d'entrée et genre de groupe de contrôle/référence.
Comme nous l'avons indiqué précédemment, nous avons utilisé deux méthodes de codage pour saisir l'information sur le groupe de contrôle/référence utilisé dans les études. Nous avons d'abord combiné les groupes de contrôle/référence multiples de la même étude pour calculer une seule valeur de l'effet, puis nous avons calculé les valeurs de l'effet individuelles pour chaque groupe de contrôle/référence. Pour la comparaison des groupes de contrôle au tableau 3 (et dans les tableaux suivants), nous avons utilisé la deuxième technique de codage. Cela nous a permis de comparer les programmes de justice réparatrice dans le cas 1) des individus aiguillés vers le programme de justice réparatrice, mais qui ont refusé d'y participer; 2) de tous les autres genres de groupe de contrôle (c.-à-d. probation, tribunal, prison).
Les valeurs de l'effet moyennes pour chaque valeur de la variable modératrice ainsi que leurs tests de signification correspondants, sont présentés au tableau 3. Même si ces variables n'ont pas fait ressortir des différences importantes entres les groupes, les études faisant appel aux groupes de contrôle choisis au hasard et les études publiées dans les revues spécialisées ont produit une valeur de l'effet moyenne plus élevée que leurs contreparties. En outre, les modèles de médiation entre la victime et le délinquant avaient tendance à produire des taux de satisfaction des victimes plus élevés que les modèles de la conférence lorsqu'ils étaient comparés aux approches non réparatrices. Le manque de signification entre les variables modératrices pourrait être attribuable au faible nombre de valeurs de l'effet.
| VARIABLE | N | VALEUR DE L'EFFET Non pondérée | Valeur T (p) | |
|---|---|---|---|---|
| ÂGE | Jeune | 8 | ,20 | -,09 |
| Adulte | 5 | ,19 | (ns) | |
| RÉPARTITION AU HASARD | Oui | 3 | ,14 | ,94 |
| Non | 10 | ,21 | (ns) | |
| SOURCE DE L'ÉTUDE | Publiée | 3 | ,30 | -1,42 |
| Non publiée | 10 | ,16 | (ns) | |
| POINT D'ENTRÉE (en amont) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 6 6 | ,16 ,18 | -,31 (ns) |
| POINT D'ENTRÉE (en aval) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 3 9 | ,15 ,18 | -,32 (ns) |
| MODÈLE GROUPE DE CONTRÔLE | Conférence | 4 | ,14 | ,94 |
| Médiation entre la victime et le délinquant | 9 | ,21 | (ns) | |
| Non-participation Autre groupe de contrôle | 9 6 | ,22 ,18 | ,62 (ns) | |
ns = non significatif
4.2 Satisfaction du délinquant
La valeur de l'effet moyenne globale des 13 tests de l'incidence des programmes de justice réparatrice sur la satisfaction du délinquant était de +0,10 (ET=0,28), tandis que les valeurs de l'effet variaient de +0,31 à -0,71 (voir la figure 2). Une analyse plus poussée a révélé que cet écart était significatif, mais non statistiquement significatif, car les délinquants qui ont participé aux programmes de justice réparatrice ont enregistré un taux de satisfaction plus élevé à l'égard du processus que leurs contreparties. Comme l'intervalle de confiance de 95 % pour ces valeurs comprenait zéro, cela réduit notre confiance que ces programmes aient eu une incidence discernable sur la satisfaction du délinquant.
Cette conclusion est cependant tempérée par la constatation selon laquelle même s'il y avait deux valeurs de l'effet négatives qui contribuaient à ce résultat, la valeur de -0,71 était clairement un cas particulier. De plus, étant donné que la taille de l'échantillon utilisé dans cette étude aberrante était extrêmement petite (n=7), nous avons éliminé l'étude de l'analyse. Cela a porté la valeur de l'effet moyenne à +0,17 et réduit considérablement l'écart type (ET = 0,13). En outre, et fait plus important encore, par suite de l'élimination de cette étude, l'intervalle de confiance ne comprend pas zéro, ce qui donne à penser que ces programmes ont une incidence positive de modérée à faible sur la satisfaction du délinquant. La différence entre la participation à un programme de justice réparatrice et à un autre programme en ce qui concerne la satisfaction du délinquant devient également plus importante (t (11) = 4,52, p < 0,01). Fait intéressant, la valeur de l'effet de -,71 provient du même programme offert au point d'entrée postérieur à l'imposition de la peine que la seule valeur de l'effet négative de la satisfaction de la victime.
Figure 2. Distribution des estimations des valeurs de l'effet (SATISFACTION DU DÉLINQUANT*)
* ne comprend pas le cas particulier du -,71.
Pour tenir compte de cet écart considérable, nous avons présenté les résultats avec le cas particulier (tableau 4.1) et sans le cas particulier (tableau 4.2). Compte tenu de ce cas particulier extrême, l'interprétation de ces résultats était inappropriée, car les conclusions seraient tout à fait différentes dans chaque cas fondé sur l'inclusion ou l'exclusion d'une valeur.
| VARIABLE | N | VALEUR DE L'EFFET Non pondérée | Valeur T (p) | |
|---|---|---|---|---|
| ÂGE | Jeune | 8 | ,15 | -,47 |
| Adulte | 5 | ,05 | (ns) | |
| RÉPARTITION AU HASARD | Oui | 4 | ,09 | ,17 |
| Non | 9 | ,12 | (ns) | |
| SOURCE DE L'ÉTUDE | Publiée | 1 | ,08 | ,00 |
| Non publiée | 12 | ,11 | (ns) | |
| POINT D'ENTRÉE (en amont) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 8 5 | ,15 ,03 | ,17 (ns) |
| POINT D'ENTRÉE (en aval) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 5 8 | ,09 ,11 | -,13 (ns) |
| MODÈLE GROUPE DE CONTRÔLE | Conférence | 6 | ,11 | ,12 |
| Médiation entre la victime et le délinquant | 7 | ,09 | (ns) | |
| Non-participation Autre groupe de contrle | 8 7 | ,10 ,10 | ,02 (ns) | |
ns = non significatif
| VARIABLE | N | VALEUR DE L'EFFET Non pondérée | Valeur T (p) | |
|---|---|---|---|---|
| ÂGE | Jeune | 8 | ,15 | 1,71 |
| Adulte | 4 | ,22 | (ns) | |
| RÉPARTITION AU HASARD | Oui | 4 | ,09 | 1,33 |
| Non | 9 | ,21 | (ns) | |
| SOURCE DE L'ÉTUDE | Publiée | 1 | ,08 | ,00 |
| Non publiée | 11 | ,18 | (ns) | |
| POINT D'ENTRÉE (en amont) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 8 4 | ,15 ,22 | -1,02 (ns) |
| POINT D'ENTRÉE (en aval) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 5 7 | ,09 ,23 | -1,79 (ns) |
| MODÈLE GROUPE DE CONTRÔLE | Conférence | 6 | ,11 | ,12 |
| Médiation entre la victime et le délinquant | 6 | ,23 | (ns) | |
| Non participation Autre groupe de contrôle | 7 7 | ,21 ,10 | 1,93 (ns) | |
ns = non significatif
4.3 Conformité à l'accord de dédommagement
L'un des savantages éventuels de l'approche de la justice réparatrice est qu'elle pourrait être plus efficace pour assurer la conformité du délinquant aux accords de dédommagement. Cela serait une contribution importante, car les victimes auraient plus de chances de recevoir un dédommagement pour les préjudices causés par le crime, et les délinquants accepteraient concrètement la responsabilité de leurs actes. Les résultats des études portant sur la mesure de la conformité aux accords de dédommagement figurent ci-dessous.
Seules huit études ont porté sur l'incidence des programmes de justice réparatrice sur la conformité à l'accord de dédommagement. Bien que ce nombre puisse sembler faible, il peut être attribuable en partie aux critères d'inclusion de la présente méta-analyse (c.-à-d. que l'étude devait faire appel à un groupe de référence). Dans l'ensemble, la valeur de l'effet moyenne de +0,33 (ET=0,24) était assez élevée, ce qui indique que les délinquants qui ont participé aux programmes de justice réparatrice avaient généralement des taux de conformité beaucoup plus élevés que les délinquants ayant conclu d'autres arrangements. En outre, il y avait beaucoup de variation dans les valeurs de l'effet observées dans ces études, les valeurs allant de +0,63 à -0,02 (voir la figure 3). Comparativement aux groupes de référence/contrôle qui n'ont pas participé à un programme de justice réparatrice, les délinquants des groupes étudiés avaient beaucoup plus de chances de se conformer aux accords de dédommagement (t (7) = 3,87, p<0,01).
Malheureusement, le petit nombre de valeurs de l'effet (k=8) a rendu la réalisation d'analyses modératrices inappropriée.
Figure 3 - Distribution des estimations des valeurs de l'effet (CONFORMITÉ À L'ACCORD DE DÉDOMMAGEMENT)
4.4 Récidive
On peut soutenir que l'une des variables les plus importantes de toute intervention dans le système de justice pénale est la récidive. Une grande partie du soutien du public et des institutions à l'égard des programmes correctionnels repose sur sa capacité de réduire les activités criminelles futures. Par conséquent, la capacité des programmes de justice réparatrice a été jugée particulièrement importante pour la présente méta-analyse.
La valeur de l'effet moyenne globale pour les 32 tests sur l'efficacité des programmes de justice réparatrice pour la réduction de la récidive était de +0,07 (ET=0,13), l'intervalle de confiance de 95 % variant de +0,12 à +0,02. Même si les valeurs de l'effet variaient de +0,38 à -0,23, plus des deux tiers des valeurs de l'effet étaient positives (72 %). En d'autres termes, les programmes de justice réparatrice ont entraîné, en moyenne, des réductions de la récidive comparativement aux approches non réparatrices du comportement criminel. En fait, par rapport aux groupes de référence/contrôle qui n'ont pas participé à un programme de justice réparatrice, les délinquants des groupes étudiés ont obtenu des résultats de beaucoup supérieurs pendant les périodes de suivi (t (31) = 2,88, p < 0,01).
L'une des principales questions du débat dans la documentation sur le traitement correctionnel est l'incidence des différentes caractéristiques méthodologiques et démographiques sur l'efficacité des programmes. Par la suite, nous avons procédé à des analyses modératrices pour examiner les incidences de plusieurs variables sur la réduction de la récidive. Les résultats de ces analyses sont présentés au tableau 5 et ils sont examinés en détail ci-dessous.
Figure 4. Distribution des estimations des valeurs de l'effet (RÉCIDIVE)
| VARIABLE | N | VALEUR DE L'EFFET Non pondérée | Valeur T (p) | |
|---|---|---|---|---|
| ÂGE | Jeune | 24 | ,06 | ,60 |
| Adulte | 8 | ,10 | (ns) | |
| RÉPARTITION AU HASARD | Oui | 8 | ,06 | ,33 |
| Non | 24 | ,07 | (ns) | |
| SOURCE DE L'ÉTUDE | Publiée | 12 | ,12 | -1,73 |
| Non publiée | 20 | ,04 | (ns) | |
| POINT D'ENTRÉE (en amont) POINT D'ENTRÉE (en aval) | Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 16 16 | ,07 ,06 | ,17 (ns) |
| Avant la mise en accusation Autres points d'entrée | 8 24 | ,06 ,07 | -,16 (ns) | |
| MODÈLE | Conférence | 8 | ,06 | ,22 |
| Médiation entre la victime et le délinquant | 24 | ,07 | (ns) | |
| GENRE DE GROUPE DE CONTRÔLE | Non participation Autre groupe de contrôle | 9 31 | ,02 ,12 | -1.73 (ns) |
ns = non significatif
Comme il a été mentionné précédemment, l'une des principales critiques adressées à la méta-analyse est le fait qu'elle a surtout recours à des études publiées et le problème ultérieur des biais éventuels dans la publication. Nous avons abordé cette question dans la présente méta-analyse en cherchant des rapports gouvernementaux et non gouvernementaux, des thèses de maîtrise ou de doctorat et des dissertations et en contactant directement les chercheurs actifs dans le domaine des recherches non publiées. Néanmoins, nous avons testé directement l'incidence de la source de publication sur la valeur de l'effet. L'examen du tableau 5 révèle que la valeur de l'effet moyenne pour les études publiées était quelque peu supérieure à la valeur de l'effet moyenne dans les études non publiées. Ce phénomène ainsi que l'écart signalé ci-dessus dans les taux de satisfaction des victimes corroborent le problème du « tiroir classeur » dans la méta-analyse.
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