Notes sur l'élaboration de la Statique-2002 2003-01
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R. Karl Hanson
Ministère du Solliciteur général du Canada
David Thornton
Sand Ridge Secure Treatment Center
Department of Health
and Family Services, WI
NOTE DES AUTEURS
Les vues exprimées n'engagent que les auteurs et ne traduisent pas
nécessairement celles du ministère du Solliciteur général du Canada ou du
Department of Health and Family Services du Wisconsin.
Nous tenons à remercier Ron Coles, Jean Proulx, Larry Motiuk, Marylee
Stephenson, John Reddon, Lea Studer, Janice Marques, Roxanne Lieb et Lin
Song de nous avoir donné accès à leurs ensembles de données originaux.
Prière d'adresser toute correspondance au sujet de ce rapport à l'un des
auteurs.
R. Karl Hanson
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David Thornton
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SOMMAIRE
Ce document décrit l'élaboration d'une nouvelle échelle d'évaluation du
risque que présentent les délinquants sexuels, la Statique-2002. Comme la
Statique-99 (Hanson et Thornton 1999, 2000), la Statique-2002 se veut une
échelle d'évaluation du risque largement applicable servant à prévoir la
récidive sexuelle et pouvant être codée à partir des éléments
d'information qui se trouvent habituellement dans les dossiers. D'après
les analyses préliminaires (n = 2 169; k = 7), la Statique-2002 est un
outil prometteur, bien qu'elle doive faire l'objet de recherches plus
approfondies avant de pouvoir être utilisée dans des contextes appliqués.
Cette description de la Statique-2002 est présentée dans l'espoir que les
chercheurs puissent examiner son utilité et son exactitude prédictive
dans de nouveaux échantillons.
NOTES SUR L'ELABORATION
DE LA STATIQUE-2002
Pourquoi faire une révision?
La Statique-99 (Hanson et Thornton 2000) a été largement adoptée comme
outil d'évaluation du risque de récidive sexuelle et est régulièrement
utilisée à des endroits aussi divers que la Suède, le Texas et Taïwan. La
Statique-99 sert à évaluer le risque à long terme de récidive sexuelle
avec violence à partir d'éléments d'information objectifs et faciles à
obtenir, comme les antécédents criminels officiels, les caractéristiques
des victimes et l'âge. Les 10 facteurs utilisés dans la Statique-99 ont
été choisis à partir des éléments non redondants de deux échelles
d'évaluation du risque existantes : l'Évaluation rapide du risque de
récidive sexuelle (ERRRS) (Hanson 1997) et le Jugement clinique ancré et
structuré de Thornton (SACJ) (Grubin 1998).
Des études de répétition ont révélé que la Statique-99 avait des niveaux
d'exactitude prédictive semblables à ceux constatés dans les échantillons
d'élaboration (Barbaree, Seto, Langton et Peacock 2001; Nunes, Firestone,
Bradford, Greenberg et Broom 2002; Sjöstedt et Långström 2001).
Néanmoins, plusieurs raisons nous amènent à penser qu'il y aurait lieu de
procéder à une révision de cet outil. Nous souhaiterions tout d'abord
accroître sa cohérence et sa clarté conceptuelle. Les échelles élaborées
sur une base purement empirique peuvent être efficaces pour prévoir la
récidive. Toutefois, si les évaluateurs doivent tenir compte de variables
exclues de l'échelle actuarielle d'évaluation du risque, il est important
de comprendre les dimensions que celle-ci sert déjà à évaluer.
Un autre objectif était d'améliorer la cohérence des critères de
notation. La Statique-99 a été créée à partir de deux échelles ayant
chacune leurs règles de codage. De plus, la Statique-99 utilisait les
définitions des variables déjà codées dans les ensembles de données
existants. Par conséquent, ceux qui apprennent à utiliser la Statique-99
sont souvent confrontés à des changements imprévus dans les principes de
codage liés aux différents facteurs. L'amélioration de la cohérence des
règles de codage aurait donc pour effet de faciliter la formation et
d'accroître le degré de fiabilité entre les évaluateurs.
Une autre préoccupation en ce qui concerne
la Statique-99 est que certains cas (rares) aboutissent à des
notations contre-intuitives. Par exemple, le score d'un délinquant
qui a été déclaré coupable d'une infraction répertoriée non sexuelle
mais de violence peut diminuer s'il récidive subséquemment en
commettant une infraction sexuelle.
On espérait aussi que l'ajout de nouvelles
variables et l'éclaircissement de la définition des variables
existantes permettraient d'accroître l'exactitude prédictive. Même
en l'absence d'une amélioration marquée de l'exactitude prédictive,
la Statique-2002 demeurerait une amélioration par rapport à la
Statique-99 si elle maintenait les mêmes niveaux d'exactitude
prédictive tout en étant plus simple et plus facile à noter.
La révision vise les mêmes objectifs que la
Statique-99 originale (et l'ERRRS et la SACJ), soit de produire une
échelle d'évaluation du risque de récidive sexuelle généralement
applicable pouvant être notée de manière fiable à partir d'éléments
d'information normalement disponibles. Comme pour la Statique-99,
nous espérions que l'échelle produise des niveaux analogues
d'exactitude prédictive pour les échantillons de violeurs,
d'agresseurs d'enfants et d'exhibitionnistes se trouvant en
établissement ou dans la collectivité.
Nous avons mis l'accent, pour construire
l'échelle, sur la prévision de la récidive sexuelle. Des analyses
préliminaires ont été faites sur les ensembles de données actuels
pour tenter de créer une échelle distincte servant à prévoir toute
récidive avec violence (y compris sexuelle) parmi les
délinquants sexuels. L'échelle résultante de prévision du risque de
violence ressemblait suffisamment à l'échelle de prévision du risque
de récidive sexuelle pour que nous conservions uniquement cette
dernière.
STRATEGIE GLOBALE DE REVISION
Variables
étudiées
Les recherches antérieures sur les facteurs
liés à la récidive sexuelle ont guidé le choix des variables pour la
Statique-2002. Les principales sources de variables ont été la
méta-analyse de Hanson et Bussière (1998) ainsi que d'autres
échelles à base empirique d'évaluation du risque chez les
délinquants sexuels, comme le SORAG (Quinsey, Harris, Rice et
Cormier 1998) et le MnSOST-R (Epperson, Kaul et Hesselton 1998). Un
ensemble de données important renfermait des éléments d'information
sur tous les délinquants sexuels mis en liberté en
Colombie-Britannique entre 1980 et 1992 (n = 727; Hanson,
Broom et Stephenson 2001). Les dossiers d'antécédents criminels
faisant partie de l'ensemble de données de Hanson et coll. (2001)
ont été délibérément codés de différentes manières pour permettre de
faire des comparaisons empiriques entre les méthodes de codage
(p. ex. le dénombrement des mises en accusation par opposition
aux prononcés de peine). Nous avons également inclus un certain
nombre de variables exploratoires dont l'ajout semblait indiqué
d'après les concepts que nous tentions d'évaluer (p. ex. la
gamme d'âge des victimes).
Conformément aux objectifs de la
Statique-99, le choix des variables a été régi par le souci
primordial de faciliter la collecte de données. Les seules variables
retenues ont été l'âge du délinquant, ses antécédents criminels
officiellement consignés et les caractéristiques des victimes des
infractions sexuelles (âge, lien avec le délinquant, sexe). La
variable de la Statique-99 libellée ainsi : « Le
délinquant a-t-il déjà cohabité pendant au moins deux ans avec son
amant? » a été supprimée de la Statique-2002 parce que les
évaluateurs croyaient que cette variable n'était pas bien décrite
dans les dossiers du délinquant et qu'elle était difficile à valider
dans des contextes accusatoires. Les 22 variables restantes ont
été organisées en fonction des cinq catégories suivantes : âge
à la mise en liberté, persistance des infractions sexuelles,
intérêts sexuels déviants, gamme de victimes disponibles et
criminalité générale (voir le Tableau 1).
Choix et pondération
des variables
La construction de l'échelle a été
solidement basée sur les données disponibles, mais n'a pas été
déterminée par celles-ci. Les données pouvaient être organisées de
plusieurs façons différentes produisant des niveaux analogues
d'exactitude prédictive. D'autres chercheurs suivant la même
procédure générale et utilisant les mêmes données devraient pouvoir
distinguer les mêmes catégories (et les mêmes relations
unidimensionnelles), tout en ayant des seuils et des coefficients de
pondération très différents (p. ex. « âge < 30
ans » contre « âge < 35 ans »).
La simplicité et la pertinence ont été les
principes à la base du choix et de la pondération des facteurs.
Autant que possible, le choix entre différentes méthodes de codage a
été fondé sur des critères empiriques. Lorsque deux méthodes de
codage produisaient une exactitude prédictive équivalente, la
méthode de codage la plus simple
Tableau 1 : Catégories et variables examinées
Catégorie
ou variable |
Prédicteur du risque de récidive
sexuelle? |
Prédicteur du risque de
récidive avec violence? |
Âge à la mise
en liberté |
+ |
++ |
Antécédents
d'infractions sexuelles
Prononcés de peine pour infractions
sexuelles
Âge à la première arrestation pour une
infraction sexuelle
Fréquence des infractions sexuelles
(prononcés/âge) |
++ |
+ |
Intérêts
sexuels déviants
Infractions sexuelles sans contact
Au moins une victime de sexe masculin
Victimes jeunes sans lien de parenté
avec le délinquant |
++ |
0 |
Gamme de
victimes disponibles
Au moins une victime sans lien de
parenté avec le délinquant
Au moins une victime qui est un
inconnu
Âge de la plus jeune victime
Âge de la victime la plus âgée
Gamme d'âges des victimes
Victimes à l'intérieur et à
l'extérieur de la famille |
+
+
?
?
+
+ |
?
+
0
?
?
? |
Criminalité
générale
Au moins un manquement aux conditions
de la mise
en liberté sous condition
Arrestations ou mises en accusation
antérieures pour n'importe quelle infraction
Prononcés de peine pour n'importe
quelle infraction
Âge à la première arrestation
Nombre d'années sans infraction avant
l'infraction répertoriée
Violence non sexuelle antérieure
Infraction répertoriée de violence non
sexuelle
Toute infraction pour violence non
sexuelle
Âge à la première arrestation pour une
infraction de violence non sexuelle |
+ |
++ |
Relation escomptée avec la récidive :
+ = faible (r = gamme de 0,10 à 0,15);
++ = moyenne (gamme de r = 0,15 à 0,20);
0 = aucune; ? = inconnue.
a été choisie. En général, les
méthodes de pondération simples donnent d'aussi bons résultats que
les systèmes complexes (Silver, Smith et Banks 2000).
Pour construire l'échelle, on a commencé par
examiner les relations unidimensionnelles avec la récidive sexuelle.
Les variables pour lesquelles il n'y avait pas de relations
unidimensionnelles significatives avec la récidive sexuelle ont été
exclues. L'étape suivante a consisté à combiner les variables
significatives pour chaque catégorie. Comme on s'attendait à une
corrélation entre les variables d'une même catégorie (p. ex.
des victimes qui étaient des inconnus et qui n'avaient pas de lien
avec le délinquant), il n'était pas obligatoire que chaque élément
d'une catégorie contribue à la prévision de la récidive sexuelle. La
variable pouvait plutôt être conservée si elle entraînait une
amélioration quelconque de l'exactitude
prédictive. L'utilisation d'indicateurs multiples rattachés à des
concepts analogues devait en principe accroître la fiabilité de
l'évaluation.
Après avoir défini les éléments d'une
catégorie, nous avons effectué des analyses multidimensionnelles
pour déterminer la contribution éventuelle de la sous-échelle aux
sous-échelles déjà examinées. Les sous-échelles qui faisaient une
contribution particulière ont été pondérées de façon qu'une
augmentation unitaire dans chaque sous-échelle soit associée à
environ le même accroissement du risque de récidive que pour les
autres sous-échelles (ratios d'incidence en régression logistique ou
régression de Cox).
Aucun des ensembles de données ne renfermait
toutes les variables à l'étude. Nous avons donc commencé par
analyser les ensembles de données refermant l'information la plus
complète, pour ensuite créer des approximations dans les autres
ensembles de données. L'analyse des catégories a donc été effectuée
à l'aide de toutes les données disponibles pour chacun de ceux-ci.
Plusieurs échelles initiales ont été
essayées et précisées pour les différents sous-groupes (total,
violeurs, agresseurs d'enfants, agresseurs d'enfants de l'extérieur
de la famille, délinquants s'en prenant à des membres de la
famille). De légères différences ont été constatées entre les
groupes (p. ex. l'âge était un facteur plus important pour les
violeurs que pour les agresseurs d'enfants de l'extérieur de la
famille), mais aucune des échelles résultantes n'a affiché un niveau
d'exactitude prédictive sensiblement différent. Par conséquent, les
définitions ou pondérations utilisées sont celles qui sont apparues
les plus largement applicables.
Échantillons
Le Tableau 2 donne une vue d'ensemble
des échantillons. Tous les délinquants ont été mis en liberté, sauf
pour les membres de l'échantillon des Services de probation du
Manitoba et environ la moitié des délinquants de l'échantillon de
Washington, qui ont été condamnés à des peines communautaires. Pour
la plupart des échantillons, on n'a pas noté l'origine raciale, mais
compte tenu du profil démographique des provinces, États et pays où
ils ont été choisis, les délinquants étaient sans doute pour la
plupart de race
Tableau 2 : Caractéristiques de la population étudiée
Échantillon |
Taille globale de l’échan-tillon |
Âge (ET) |
Type de délinquant
Violeur/EX/
IN %) |
Nombre moyen d’années de suivi |
Taux de récidive |
Critères de récidive |
Sexuelle |
Avec violence |
Système fédéral canadien
Région du Pacifique
|
685 |
38 (11) |
-- / -- / -- |
11 |
22,0 |
43,6 |
Mises en accusation |
Système fédéral canadien
Mises en liberté
en 1983-1984 |
315 |
30 (8,7) |
-- / -- / -- |
10 |
19,7 |
46,4 |
Condamnations |
Système fédéral canadien
Mises en liberté
de 1991 à 1994 |
229 |
37 (11) |
43 / 27 / 30 |
2 |
5,7 |
17,5 |
Mises en accusation |
Millbrook (Ontario) |
186 |
33 (9,9) |
00 / 82 / 18 |
23 |
35,5 |
44,6 |
Condamnations |
Institut Philippe Pinel |
363 |
36 (11) |
30 / 43 / 27 |
4 |
16,3 |
22,3 |
Condamnations |
Alberta Hospital Edmonton |
363 |
36 (9,9) |
27 / 27 / 46 |
5 |
5,5 |
11,8 |
Condamnations |
SOTEP (Californie) |
1137 |
38 (8,9) |
29 / 40 / 31 |
4 |
13,3 |
22,3 |
Mises en accusation |
HM Prison Service (R.-U.) |
529 |
36 (12) |
48 / 35 / 17 |
16 |
25,7 |
37,2 |
Condamnations |
État de Washington |
587 |
36 (13) |
10 / 42 / 48 |
5 |
7,5 |
13,3 |
Mises en accusation |
Service de probation du Manitoba |
202 |
35 (12) |
36 / 39 / 20 |
2 |
9,9 |
25,2 |
Mises en accusation |
Total |
4596 |
36 (11) |
30 / 39 / 31 |
7 |
15,7 |
27,7 |
|
Note : EX = agresseurs d’enfants de l’extérieur de la famille; IN = agresseurs d’enfants au sein de la famille blanche. Les délinquants étaient tous des
hommes (âgés d'au moins 18 ans au moment de leur mise en
liberté).
On disposait pour tous les échantillons de
données au sujet des variables de l'issue de la récidive sexuelle et
la récidive avec violence, et, pour toutes les études sauf une
(Alberta Hospital, Edmonton), les périodes de survie étaient
également connues. Pour toutes les études également, les variables
prédictives de l'âge et des infractions sexuelles antérieures
étaient connues. Les autres variables prédictives manquaient dans au
moins une étude. Pour toutes les études, il manquait des données sur
au moins trois des 22 variables.
Étude fédérale
canadienne - Région du Pacifique (CS/RESORS Consulting
1991; Hanson et coll. 2001). Cette étude a servi à suivre les
délinquants sexuels qui ont été mis en liberté en
Colombie-Britannique entre 1976 et 1992. Elle avait pour but initial
de comparer les délinquants ayant bénéficié de services de
counseling obligatoires dans la collectivité (n = 401) et
des délinquants mis en liberté dans les années antérieures mais
n'ayant pas bénéficié de ce programme postlibératoire
(n = 288). Pour éviter un chevauchement avec l'autre
cohorte du Service correctionnel du Canada (SCC) décrite ci-dessous,
on a retiré de cet échantillon les délinquants mis en liberté en
1983-1984 (n = 38). Les données sur la récidive ont été
codées en 2000 à partir des dossiers de la Gendarmerie royale du
Canada (GRC). L'information sur le lien entre la victime et le
délinquant et sur les caractéristiques des victimes n'était pas
disponible.
Étude fédérale
canadienne sur la récidive - Délinquants libérés en 1983-1984
(Bonta et Hanson 1995a; voir aussi Bonta et Hanson 1995b). Cette
étude a porté sur les 316 délinquants sexuels inclus dans
l'échantillon de 3 180 délinquants sous responsabilité
fédérale élargis par le SCC en 1983-1984. On entendait par
délinquants sexuels les délinquants mis en liberté après une
condamnation pour infraction sexuelle. L'information sur la récidive
a été recueillie en 1994 à partir des dossiers nationaux sur les
antécédents criminels tenus par la GRC. Les éléments d'information
sur les victimes, l'âge à la première arrestation pour infraction
sexuelle, l'âge à la première arrestation pour infraction de
violence et les infractions sexuelles sans contact n'étaient pas
disponibles. On a estimé que les prononcés de peine pour infractions
sexuelles correspondaient aux deux tiers des condamnations.
Étude fédérale
canadienne sur les délinquants mis en liberté entre 1991 et 1994
(Motiuk 1995; voir aussi Motiuk et Brown 1993; Motiuk et Brown
1996). Cette étude a servi à suivre un groupe de délinquants sexuels
élargis par le SCC entre 1991 et 1994. Les délinquants inclus dans
ce groupe avaient fait l'objet d'un examen en 1991 (voir Motiuk et
Porporino 1993), pendant qu'ils étaient encore incarcérés.
L'information de suivi a été codée à partir des dossiers de
la GRC pour 1994. On ne disposait pas des éléments
d'information pour le manquement aux conditions et la période sans
infraction avant l'infraction répertoriée. On a estimé les prononcés
de peine pour infractions sexuelles aux deux tiers des
condamnations; on a estimé les infractions sexuelles sans contact à
partir des condamnations répertoriées pour exhibitionnisme; les
prononcés de peine pour n'importe quelle infraction ont été estimés
à deux fois les peines d'emprisonnement.
Étude sur la
récidive de Millbrook (Hanson, Steffy et Gauthier 1993b; voir
aussi Hanson, Scott et Steffy, 1995; Hanson, Steffy et Gauthier
1992, 1993a). Cette étude a servi à recueillir des données à long
terme sur la récidive (15-30 ans) parmi des agresseurs
d'enfants mis en liberté, entre 1958 et 1974, du centre
correctionnel de Millbrook, établissement correctionnel provincial à
sécurité maximale situé en Ontario, au Canada. À peu près la
moitié des membres de l'échantillon ont participé à un bref
programme de traitement. Les données sur la récidive ont été codées
à partir des dossiers de la GRC en 1989 et 1991. Il n'y avait pas de
données disponibles pour le manquement aux conditions, les
infractions sexuelles sans contact, la période sans infraction avant
l'infraction répertoriée et l'âge à la première infraction de
violence. Les prononcés de peine pour infraction sexuelle ont été
estimés aux deux tiers des condamnations; les prononcés de peine
pour n'importe quelle infraction ont été estimés aux deux tiers des
condamnations pour toute infraction.
Institut Philippe
Pinel (Montréal) (Proulx, Pellerin, McKibben, Aubut et Ouimet
1995; voir aussi Proulx, Pellerin, McKibben, Aubut et Ouimet 1997;
Pellerin et coll. 1996). Cette étude a porté sur les
délinquants sexuels traités entre 1978 et 1993 à un établissement
psychiatrique à sécurité maximale. L'Institut Philippe Pinel de
Montréal assure le traitement à long terme (de 1 à 3 ans) de
délinquants sexuels qui sont dirigés vers cet établissement par les
systèmes correctionnel et de santé mentale. L'information sur la
récidive a été recueillie en 1994 à partir des dossiers de la GRC.
Les données suivantes n'étaient pas disponibles : victimes qui
étaient des inconnus, âge à la première infraction sexuelle,
manquement aux conditions, infractions sexuelles sans contact, âge à
la première infraction, période sans infraction avant l'infraction
répertoriée, infraction de violence non sexuelle répertoriée, âge à
la première infraction de violence. Les prononcés de peine pour les
infractions sexuelles ont été estimés à la moitié de toutes les
mises en accusation.
Alberta Hospital
Edmonton - Programme Phoenix (Reddon 1996; voir aussi Studer,
Reddon, Roper et Estrada 1996). Les délinquants sexuels faisant
l'objet de cette étude ont été choisis parmi ceux qui ont été
traités dans le cadre du programme Phoenix (Alberta Hospital
Edmonton) entre 1987 et 1994. Un grand nombre de clients de ce
programme de traitement éclectique sont des délinquants qui y sont
dirigés par les établissements correctionnels fédéraux. Les données
sur la récidive ont été recueillies en 1995 à partir des dossiers de
la GRC. Les éléments d'information n'étaient pas disponibles pour
l'âge à la première infraction sexuelle, le manquement aux
conditions, les infractions sexuelles sans contact, l'âge à la
première arrestation pour n'importe quel motif, la période sans
infraction avant l'infraction répertoriée et toutes les variables
liées à la violence non sexuelle. Les prononcés de peine pour les
infractions sexuelles ont été estimés aux deux tiers des
condamnations; les prononcés de peine pour n'importe quelle
infraction ont été estimés aux deux tiers des condamnations.
Sex Offender
Treatment and Evaluation Project (SOTEP) de la Californie
(Marques et Day 1996; voir aussi Marques, Day, Nelson et West 1993;
Marques, Nelson, West et Day 1994). L'objectif premier de cette
étude en cours est d'examiner l'efficacité du traitement.
L'échantillon utilisé pour l'étude actuelle comprend des délinquants
sexuels affectés au hasard au programme de traitement
(n = 172), un groupe témoin apparié composé de bénévoles,
des délinquants qui ont refusé le traitement et un échantillon
général de délinquants sexuels se trouvant dans le système
correctionnel de la Californie (échantillon total de 1 137
sujets). Les hommes qui avaient commis des infractions uniquement
contre leurs enfants biologiques étaient exclus. Les sujets ont été
inclus dans l'étude entre 1986 et 1995; les données de suivi ont été
recueillies en 1995 à partir des casiers judiciaires locaux et
nationaux ainsi que des rapports des services de probation et de la
police de la localité. Il n'y avait pas d'éléments d'information
disponibles pour l'âge à la première infraction sexuelle, le
manquement aux conditions, les infractions sexuelles sans contact,
les prononcés de peine pour n'importe quelle infraction, l'âge à la
première arrestation pour n'importe quel motif, la période sans
infraction avant l'infraction répertoriée et toutes les variables
liées à la violence non sexuelle.
Her Majesty's Prison
Service (Royaume-Uni) (Thornton 1997). Cette étude a consisté en
un suivi sur une période de 16 ans de tous les délinquants
sexuels mis en liberté par Her Majesty's (HM) Prison Service
(Angleterre et pays de Galles) en 1979 (n = 573).
L'information sur la récidive était basée sur les dossiers du Home
Office recueillis en 1995. Très peu de délinquants inclus dans cet
échantillon auraient reçu un traitement spécialisé pour délinquants
sexuels. On ne disposait pas de données sur le manquement aux
conditions, la période sans infraction avant l'infraction
répertoriée et les arrestations comme jeunes délinquants pour
infractions sexuelles.
Washington
(Berliner, Schram, Miller et Milloy 1995; Song et Lieb 1995). Cet
ensemble de données a été créé pour évaluer le Special Sex Offender Sentencing Alternative (SSOSA) de l'État de Washington, qui permet aux juges de condamner
les délinquants sexuels à un programme de traitement dans la
collectivité. Pour être admissibles au SSOSA, les délinquants
doivent en être à leur première condamnation pour infraction
sexuelle, non compris le viol au premier ou au deuxième degré.
L'échantillon était composé de 287 délinquants visés par le
SSOSA et 300 qui étaient admissibles à ce programme, mais qui n'y
ont pas été admis. La plupart des membres de l'échantillon étaient
de race blanche (85 %). Les délinquants ont été déclarés
coupables entre janvier 1985 et juin 1986; les données de
suivi ont été recueillies en décembre 1990. On ne disposait pas de
données sur le manquement aux conditions, la période sans infraction
avant l'infraction répertoriée et toutes les variables liées à la
violence non sexuelle. Les prononcés de peine pour infractions
sexuelles ont été estimés aux deux tiers des condamnations; les
infractions sexuelles sans contact ont été estimées à partir des
« condamnations répertoriées uniquement pour exhibitionnisme ou
voyeurisme »; les prononcés de peine pour toute infraction ont
été estimés aux deux tiers des condamnations.
Services de
probation du Manitoba (Hanson 2002). Cette étude de suivi a été
menée pour évaluer une échelle d'évaluation du risque utilisée par
les agents de probation au Manitoba, au Canada. Les 202 sujets
étaient des délinquants admis consécutivement dans le service de
probation entre mai 1997 et février 1999. L'information
sur la récidive a été recueillie en novembre 2000 à l'aide des
dossiers de la GRC. Contrairement aux dossiers de la GRC utilisés
pour les autres études (comprenant uniquement les accusations
entendues par les tribunaux et les condamnations), ceux utilisés
pour l'échantillon du Manitoba incluaient des accusations non
classées et des affaires faisant encore l'objet d'une enquête
policière. Les données démographiques et les renseignements sur les
victimes et les infractions ont été recueillis par les agents de
probation durant l'exercice de leurs fonctions habituelles. Les
variables liées aux antécédents criminels nécessaires pour coder la
Statique-99 ont été codées par des adjoints de recherche ayant reçu
la formation nécessaire (valeur médiane r = 0,93; valeur
médiane Kappa = 0,87). Les éléments d'information suivants
manquaient : l'existence d'au moins une victime de sexe
masculin, le manquement aux conditions, l'âge à la première
arrestation pour n'importe quel motif, la période sans infraction
avant l'infraction répertoriée et l'âge à la première arrestation
pour un acte de violence. Les prononcés de peine pour infractions
sexuelles ont été estimés aux deux tiers des condamnations; les
infractions sexuelles commises comme jeunes contrevenants ont été
estimées à partir des « infractions sexuelles commises avant
l'âge de 20 ans ».
Plan de
l'analyse
Deux méthodes sont ordinairement utilisées
pour analyser des données qui proviennent de plusieurs ensembles de
données. La première consiste à ne pas tenir compte des différences
entre les échantillons et à regrouper les résultats pour avoir un
seul gros échantillon (méthode de la combinaison). La seconde
consiste à trouver des relations au sein de chaque échantillon puis
à résumer les résultats pour tous les échantillons (méthode des
échantillons emboîtés). Les effets de cette dernière méthode peuvent
être résumés au moyen d'une méta-analyse (Hedges et Olkin 1985) ou
de certains procédés statistiques (p. ex. la régression de Cox
où chaque échantillon est considéré comme une strate distincte). Les
deux méthodes produisent souvent des résultats équivalents, mais en
cas d'écarts, les résultats de la méthode des échantillons emboîtés
ou méta-analyse sont les plus fiables. La combinaison d'échantillons
peut gonfler artificiellement les effets (p. ex. l'échantillon
qui compte la plus forte proportion de délinquants à risque élevé
est aussi celui que l'on suit le plus longtemps) ou les réduire
(p. ex. l'échantillon comptant la plus forte proportion de
délinquants à faible risque est aussi celui pour lequel les critères
de récidive sont les plus vastes). Comme on a observé des résultats
différents pour certaines variables lorsqu'on a utilisé la méthode
de la combinaison plutôt que celle des échantillons emboîtés, c'est
cette dernière qui a été adoptée comme principale méthode d'analyse
des données.
RÉSULTATS
Dans l'échantillon combiné, les violeurs
présentaient un risque légèrement plus élevé de récidiver en
commettant des infractions sexuelles (16 %) que les agresseurs
d'enfants (13 %, p < 0,05), mais cet effet était
dû largement aux taux de récidive relativement faibles des
agresseurs d'enfants au sein de la famille (5 %)
comparativement aux agresseurs d'enfants de l'extérieur de la
famille (18 %). Les taux de récidive avec violence (y compris
de récidive sexuelle) étaient plus élevés pour les violeurs
(34,0 %) que pour les agresseurs d'enfants de l'extérieur de la
famille (23,8 %) et les auteurs d'inceste (10,9 %).
Les variables énumérées au Tableau 1
entretenaient toutes une relation significative avec la récidive
sexuelle, sauf les suivantes : âge de la victime la plus jeune,
âge de la victime la plus âgée, gamme d'âge des victimes, victimes à
l'intérieur et à l'extérieur de la famille, infractions de violence
non sexuelle répertoriées. Ces cinq variables ont donc été exclues
de l'analyse.
Voici quelques commentaires sur le codage de
certaines variables.
Âge. On a
constaté une relation plus forte entre l'âge et la récidive avec
violence qu'entre l'âge et la récidive sexuelle. De plus, l'effet de
l'âge était plus marqué pour les violeurs que pour les agresseurs
d'enfants. Néanmoins, toutes les formes de récidive diminuaient de
façon significative avec l'âge (voir Hanson 2001). Le codage choisi
(voir l'annexe A) était à mi-chemin
entre les codages qui semblaient optimaux pour prévoir la récidive
sexuelle parmi les agresseurs d'enfants (coefficients de pondération
les plus faibles) et ceux qui permettaient de prévoir la récidive de
violence dans l'ensemble de l'échantillon (coefficients de
pondération les plus élevés).
Persistance des
infractions sexuelles. Trois variables ont été retenues comme
indicateurs de la persistance des infractions sexuelles : le
nombre d'infractions sexuelles antérieures, la fréquence des
infractions sexuelles et l'âge à la première arrestation pour
infraction sexuelle.
Afin de choisir entre divers codages
possibles pour les infractions sexuelles antérieures, on a codé
l'ensemble de données provenant du SCC de la région du Pacifique
(Hanson et coll. 2001) en fonction de quatre définitions
différentes : arrestations, mises en accusation, condamnations
et prononcés de peine (tant pour les infractions répertoriées que
pour les infractions antérieures). Le nombre d'infractions
répertoriées (quelle que soit la définition) n'était pas lié à la
récidive sexuelle. Toutefois, les infractions sexuelles antérieures
permettaient systématiquement de prévoir la récidive, la corrélation
la plus importante étant avec les prononcés de peine
(r = 0,21 et r = 0,19 pour les trois autres
codages). Friendship, Thornton, Erikson et Beech (2001) ont constaté
que, dans les dossiers britanniques, les prononcés de peine étaient
notés plus systématiquement que les autres indicateurs d'infractions
antérieures. Les prononcés de peine ont donc été choisis parce
qu'ils étaient non seulement les plus exacts, mais aussi les plus
simples.
Un examen des tableaux croisés présentant
les prononcés de peine antérieurs et la récidive ont permis de
dégager le codage suivant : 0 = 0; 1 = 1;
2, 3 = 2; 4 ou plus = 3. Pour les ensembles de
données basés sur d'autres définitions des infractions sexuelles
antérieures, le nombre de prononcés de peine antérieurs a été estimé
à partir des ratios condamnations/mises en accusation/prononcés de
peine observés dans l'ensemble de données du SCC de la région du
Pacifique : 1 prononcé de peine =
1,5 condamnation ou 2 accusations.
On a calculé la fréquence des infractions
sexuelles en divisant le nombre total de prononcés de peine pour
infractions sexuelles par l'âge du délinquant à sa mise en liberté.
Un examen de la répartition a semblé indiquer un seuil utile d'une
fois par 15 ans (0,0667).
Nous avons constaté une étroite relation
entre l'âge à la première arrestation pour infraction sexuelle et la
récidive sexuelle. Étant donné sa corrélation avec tant l'âge actuel
du délinquant que le nombre d'infractions sexuelles antérieures,
cette variable ne contribuait rien en elle-même lorsque les autres
variables étaient prises en considération. L'examen des données peu
nombreuses disponibles a semblé indiquer que l'existence
d'arrestations comme jeune contrevenant et comme adulte traduisait
une variation assez significative pour justifier qu'on inclue cette
variable dans la sous-échelle de la persistance.
Intérêts sexuels
déviants. Trois variables ont été examinées comme indicateurs
des intérêts sexuels déviants : au moins une victime de sexe
masculin, des infractions sexuelles sans contact et plusieurs jeunes
victimes (cette variable étant définie comme deux victimes ou plus
âgées de moins de 12 ans, dont au moins une n'a pas de lien de
parenté avec le délinquant). Les trois variables, seules ou
combinées, permettaient de prévoir la récidive sexuelle (toutefois,
un seul ensemble de données renfermait les trois variables :
HM Prison Service). Par conséquent, nous avons conservé les
trois variables et leur avons donné le même poids
(0 = non, 1 = oui).
Gamme de victimes et
lien avec les victimes. Les recherches antérieures ont démontré
qu'il y avait une relation entre d'une part un risque accru de
récidive sexuelle et l'existence d'autre part de victimes n'ayant
aucun lien de parenté avec le délinquant et de victimes qui étaient
des inconnus. Ces résultats s'expliquent notamment par le fait que
les délinquants qui s'en prennent à des inconnus ont une plus vaste
gamme de victimes éventuelles que ceux qui s'en prennent uniquement
à des membres de leur famille. On a donc posé comme hypothèse que le
fait d'avoir des victimes de différents âges pouvait aussi être un
indicateur de risque de récidive sexuelle. Mais cette hypothèse n'a
pas été confirmée. Dans les ensembles de données utilisés, la gamme
d'âge des victimes n'était pas liée à la récidive sexuelle. De plus,
les délinquants qui s'en étaient pris tant à des membres de leur
famille qu'à d'autres personnes (autre indicateur de la gamme de
victimes disponibles) n'étaient pas différents, pour ce qui est de
leur taux de récidive sexuelle, des délinquants qui s'en prenaient
uniquement à des personnes autres que des membres de leur famille.
Étant donné que les deux seules variables
conservées de cette section étaient « au moins une victime sans
lien de parenté avec le délinquant » et « au moins une
victime qui était un inconnu », on a renommé cette section
« Liens avec les victimes ». Les deux variables
contribuaient séparément à la prévision de la récidive sexuelle
(p < 0,001 d'après la régression de Cox). Dans
l'échantillon combiné, le taux de récidive sexuelle était de
6 % pour les auteurs uniquement d'inceste, de 13 % pour
les délinquants qui s'en prenaient à des connaissances et de
21 % pour ceux qui s'en prenaient à des inconnus. Un point a
été attribué à la variable « au moins une victime sans liens de
parenté avec le délinquant » (0/1) et à « au moins une
victime qui était un inconnu » (0/1), ce qui a abouti à une
cote de 0 à 2.
Criminalité
générale. Il y avait une corrélation entre toutes les variables
servant à définir la criminalité générale (manquement aux
conditions, période sans infraction avant l'infraction répertoriée,
âge à la première arrestation, nombre d'infractions antérieures,
nombre d'infractions antérieures de violence non sexuelle) (valeurs
médianes de r = 0,44) et l'analyse factorielle a penché
fortement en faveur d'un seul facteur (valeurs propres de 2,64,
0,81, 0,68, 0,52, 0,35). La violence non sexuelle antérieure a été
choisie comme mesure de la violence non sexuelle parce qu'elle était
un prédicteur légèrement plus utile de la récidive sexuelle que la
variable « toute violence non sexuelle ». Comme nous
l'avons déjà signalé, dans l'ensemble de données combinées, il n'y
avait pas de relation significative entre les infractions
répertoriés de violence non sexuelle et la récidive sexuelle, de
sorte que cette variable a été exclue. Nous avons également exclu
l'âge à la première arrestation étant donné le manque d'uniformité,
dans les ensembles de données, de la relation avec la récidive
sexuelle et aussi parce que les dossiers de jeunes contrevenants
n'étaient pas bien tenus.
Le nombre de démêlés antérieurs avec le
système de justice pénale a été codé comme suit :
0 = aucune mise en accusation antérieure; 1 = au
moins une mise en accusation antérieure mais moins de trois
prononcés de peine; 2 = de 3 à 13 prononcés de peine
antérieurs; 3 = 14 prononcés de peine antérieurs ou plus.
Les autres variables traduisant la criminalité générale étaient les
suivantes : tout manquement aux conditions de la mise en
liberté sous condition (0 = aucun/1 = au moins
un), au moins un prononcé de peine antérieur pour infraction de
violence non sexuelle (0 = aucun/1 = au moins
un) et moins de quatre ans en liberté avant l'infraction
répertoriée (0 = plus de quatre ans/1 = moins de
quatre ans).
Combinaison et
pondération des sous-échelles
Il y avait assez d'information pour comparer
les catégories de 6 des 10 ensembles de données (les ensembles
du SCC de la région du Pacifique et celui du SCC pour 1983-1984 ne
renfermaient pas de données sur les victimes, celui de SOTEP ne
renfermait pas de données sur les antécédents criminels tandis que
l'ensemble de données de l'Alberta Hospital Edmonton ne renfermait
pas de dates de survie). Les six ensembles de données
correspondaient à un échantillon total de 1 783 sujets,
dont 258 étaient des récidivistes sexuels.
Chacune des cinq catégories permettait à
elle seule de prévoir la récidive sexuelle (voir le
Tableau 3). Les contributions distinctes ont été vérifiées
au moyen de la régression de Cox, dans laquelle les échantillons ont
été considérés comme des strates (SPSS, Version 10, 1999). La
régression de Cox est une forme d'analyse de survie qui fait entrer
en ligne de compte la période d'exposition au risque ainsi que les
covariables catégoriques et ordinales (voir Cox et Oakes, 1984). En
répartissant l'analyse par strates, on a obtenu des résultats
équivalents à la méthode des échantillons emboîtés ou de la
méta-analyse.
Tableau 3 : Contribution de chaque sous-échelle à la prévision de la récidive sexuelle (régression de Cox)
| Catégorie ou sous-échelle
(gamme) |
B (ET) |
Wald |
Exp(B) |
Âge (0 - 3) |
0,340 (0,073) |
21,7*** |
1,40 |
Persistance des infractions sexuelles
(0 - 3) |
0,238 (0,073) |
10,7*** |
1,27 |
Intérêts sexuels déviants
(0 - 3) |
0,304 (0,108) |
7,9** |
1,36 |
Lien avec les victimes
(0 - 2) |
0,439 (0,109) |
16,2*** |
1,55 |
Criminalité générale (0 - 3) |
0,271 (0,086) |
9,9** |
1,31 |
** p < 0,01;
***p < 0,001.
L'exposant des coefficients de régression
équivaut à un rapport de cote. On peut définir l'exposant (eB) comme l'augmentation proportionnelle
des taux de récidive pour une augmentation unitaire de la
sous-échelle, après qu'on a tenu compte des autres catégories.
L'analyse initiale a révélé que les rapports de cote pour les
sous-échelles de la persistance des infractions sexuelles (1,19) et
de la criminalité générale (1,20) étaient un peu plus faibles que
pour les trois autres sous-échelles (gamme de
1,41 - 1,52). On a donc recodé ces deux sous-échelles pour
que les augmentations unitaires dans toutes les sous-échelles
entraînent des augmentations similaires du taux de récidive
sexuelle. Pour la sous-échelle de la persistance, la gamme a été
ramenée à 0 - 3 (initialement 0 - 5), et pour la
sous-échelle de la criminalité générale, à 0 - 3
(initialement 0 - 6). Les exposants résultants, qu'on peut
voir au Tableau 3, ont révélé une augmentation relative de 30 à
40 % pour chaque augmentation du score de l'échelle. Dans
l'échantillon combiné, par exemple, un score de 2 correspondait
à un taux de récidive de 4,8 % et un score de 3, à un taux
de 6,4 % (6,5/4,8 = 1,35).
L'échelle finale pour la Statique-2002 est
décrite à l'annexe A.
Comparaison des
échelles
Pour estimer l'exactitude prédictive de la
Statique-2002, nous l'avons comparée à ses sous-composantes ou
versions antérieures, soit l'ERRRS (Hanson 1997) et la Statique-99
(Hanson et Thornton 2000; Phenix, Hanson et Thornton 2000). Il était
impossible de faire des comparaisons directes étant donné qu'aucun
des échantillons ne renfermait toutes les variables; les
comparaisons ont donc été fondées sur des approximations pour chaque
échelle. La Statique-99 a été acceptée s'il manquait au plus trois
éléments (sur 10). La Statique-2002 a été acceptée s'il
manquait au plus cinq éléments (sur 13), à condition que les
éléments manquants ne soient pas tous de la même catégorie
(p. ex., tous liés aux antécédents criminels ou aux
renseignements sur la victime). On a attribué à un élément manquant
un score nul. L'ERRRS a été notée uniquement si les quatre variables
pouvaient être estimées.
Aucune des échelles n'a été calculée pour
les échantillons du SCC de la région du Pacifique et celui du SCC
pour 1983-1984 vu l'absence de renseignements sur les victimes.
Malheureusement, il s'agissait aussi des deux seuls échantillons
(n = 1 000) qui incluaient les variables
« manquement aux conditions » et « période sans
infraction avant l'infraction répertoriée ». Par conséquent,
ces deux variables manquaient pour tous les scores de la
Statique-2002. Les analyses résultantes ne devraient donc être
considérées que comme un guide approximatif de l'exactitude
prédictive relative de ces mesures. On peut notamment supposer que
les analyses sous-estiment l'exactitude prédictive de la Statique-99
et de la Statique-2002 et fournissent une estimation raisonnable de
l'exactitude de l'ERRRS.
Les valeurs moyennes des échelles sont
présentées au Tableau 4. Les trois mesures sont biaisées dans
le sens positif, bien que l'importance de l'asymétrie soit moindre
pour la Statique-2002 (0,33, ET de l'asymétrie = 0,053)
que pour l'ERRRS (0,80) et la Statique-99 (0,59).
Tableau 4 : Scores moyen obtenu sur l'ERRRS, la Statique-99 et la Statique-2002
Échantillon |
ERRRS |
Statique-99 |
Statique-2002 |
N |
Moyenne (ET) |
N |
Moyenne (ET) |
N |
Moyenne (ET) |
Système fédéral canadien
Mises en liberté
de 1991 à 1994 |
229 |
1,4 (1,2) |
229 |
2,9 (1,9) |
218 |
4,5 (2,2) |
Millbrook (Ontario) |
186 |
2,2 (1,5) |
186 |
3,1 (2,1) |
186 |
5,2 (2,5) |
Institut Philippe Pinel |
349 |
1,9 (1,3) |
342 |
2,9 (1,7) |
349 |
4,6 (2,0) |
Alberta Hospital Edmonton |
355 |
1,2 (1,1) |
355 |
1,9 (1,7) |
355 |
3,9 (2,1) |
SOTEP (Californie) |
904 |
1,3 (0,97) |
|
|
|
|
HM Prison Service (R.-U.) |
331 |
1,7 (,13) |
526 |
3,0 (2,0) |
326 |
4,8 (2,4) |
SSOSA de l’État de Washington |
533 |
0,94 (0,94) |
514 |
1,3 (1,3) |
533 |
3,1 (1,7) |
Service de probation du Manitoba |
|
|
202 |
2,7 (1,8) |
202 |
4,6 (2,3) |
Total |
2887 |
1,4 (1,2) |
2355 |
2,4 (1,9) |
2169 |
4,1 (2,2) |
En ce qui concerne la récidive sexuelle,
l'exactitude prédictive de la Statique-2002 était semblable à celle
de la Statique-99 (aires de la fonction d'efficacité du récepteur,
ou FER, dans la gamme de 0,69 à 0,73; voir le
Tableau 5). Pour l'échantillon complet, la Statique-2002
avait une aire FER de 0,711, comparativement à une aire FER de 0,701
pour la Statique-99 (Z = 1,14, p > 0,10,
d'après la formule 3 de Hanley et McNeil, 1983). Toutefois, un
avantage de la Statique-2002 était qu'elle ne présentait guère de
variabilité entre les échantillons (Q = 5,65,
p > 0,40) comparativement à la Statique-99
(Q = 14,08, p < 0,025). En ce qui concerne la
Statique-99, l'exactitude prédictive la plus faible a été obtenue
pour les deux échantillons communautaires (Washington et Manitoba,
aires FER de 0,59 pour les deux), et l'exactitude prédictive la plus
forte, pour l'échantillon SCC 1991-1994 (0,77) et l'échantillon
de traitement de l'Alberta Hospital Edmonton (0,76). Par contre, la
gamme pour la Statique-2002 allait de 0,65 (Millbrook) à 0,77 (SCC
1991-1994, Alberta Hospital Edmonton). La Statique-2002 permettait
également de prévoir la récidive sexuelle pour les agresseurs
d'enfants (0,70) et pour les violeurs (0,72).
Tableau 5 : Récidive sexuelle : Exactitude prédictive de l'ERRRS, de la Statique-99 et de la Statique-2002
| |
Aires FER moyennes |
|
|
Échelle |
Moyenne non
pondérée (ET) |
Moyenne
pondérée (ET) |
N
(k) |
Q |
Échantillon complet |
|
|
|
|
ERRRS |
0,678 (0,060) |
0,677 (0,015) |
2857 (7) |
8,36 |
Statique-99 |
0,688 (0,076) |
0,701 (0,016) |
2326 (7) |
14,08* |
Statique-02 |
0,716 (0,046) |
0,711 (0,016) |
2142 (7) |
5,65 |
Agresseurs d'enfants |
|
|
|
|
ERRRS |
0,671 (0,076) |
0,690 (0,017) |
2094 (7) |
12,37 |
Statique-99 |
0,700 (0,088) |
0,720 (0,018) |
1606 (7) |
16,24** |
Statique-02 |
0,687 (0,084) |
0,702 (0,020) |
1472 (7) |
9,50 |
Violeurs |
|
|
|
|
ERRRS |
0,693 (0,134) |
0,711 (0,025) |
730 (6) |
22,94*** |
Statique-99 |
0,671 (0,133) |
0,737 (0,027) |
541 (6) |
26,80*** |
Statique-02 |
0,734 (0,091) |
0,722 (0,031) |
496 (6) |
6,53 |
*p < 0,05; **p < 0,01; ***p <
0,001
k = nombre d'études
Pour toute récidive avec violence (voir
le Tableau 6), l'exactitude prédictive de la Statique-2002
(0,71) était supérieure à celle de la Statique-99 (0,69;
Z = 3,54, p < 0,01) de l'ERRRS (0,62). Pour
les trois mesures, la variabilité entre échantillons n'était pas
supérieure à celle qu'on obtiendrait si l'on se fiait au hasard.
L'aire FER moyenne pour la récidive avec violence était
légèrement supérieure pour les agresseurs d'enfants que pour les
violeurs, mais les différences n'étaient pas significatives pour la
Statique-2002 (Q = 0,37, p > 0,25),
Statique-99 (Q = 1,50, p > 0,20) ou l'ERRRS
(Q = 3,77, p < 0,10).
Tableau 6 : Récidive avec violence : Exactitude prédictive de l'ERRRS, de la Statique-99 et de la Statique-2002
| |
Aires FER
moyennes |
|
|
Échelle |
Moyenne non
pondérée (ET) |
Moyenne
pondérée (ET) |
N
(k) |
Q |
Échantillon complet |
|
|
|
|
ERRRS |
0,622 (0,034) |
0,622 (0,013) |
2860 (7) |
4,28 |
Statique-99 |
0,684 (0,044) |
0,687 (0,013) |
2329 (7) |
8,72 |
Statique-02 |
0,712 (0,042) |
0,713 (0,013) |
2143 (7) |
8,92 |
Agresseurs d'enfants |
|
|
|
|
ERRRS |
0,638 (0,041) |
0,641 (0,016) |
2095 (7) |
4,96 |
Statique-99 |
0,693 (0,063) |
0,694 (0,017) |
1607 (7) |
11,52+ |
Statique-02 |
0,711 (0,046) |
0,703 (0,017) |
1472 (7) |
7,29 |
Violeurs |
|
|
|
|
ERRRS |
0,592 (0,051) |
0,587 (0,023) |
732 (6) |
3,65 |
Statique-99 |
0,657 (0,062) |
0,657 (0,025) |
583 (6) |
4,04 |
Statique-02 |
0,687 (0,047) |
0,684 (0,026) |
497 (6) |
2,70 |
+p <
0,10, toutes les autres statistiques Q étaient associées à des
probabilités > 0,10.
DISCUSSION
L'exactitude prédictive de la Statique-2002
s'est révélée semblable à celle de la Statique-99 pour ce qui est de
prévoir la récidive sexuelle. Les analyses initiales ont semblé
indiquer que les nouveaux éléments pouvaient ajouter une information
utile, mais, compte tenu du volume considérable de données
manquantes, il faudra poursuivre les recherches pour déterminer si
les nouveaux éléments et la nouvelle notation aboutissent à une
amélioration sensible de l'exactitude prédictive.
La présente étude confirme les résultats
antérieurs : l'exactitude prédictive de la Statique-99 est
légèrement supérieure à celle de l'ERRRS et, pour les deux échelles,
elle est semblable pour les violeurs et pour les agresseurs
d'enfants. Ce résultat n'est pas étonnant étant donné que trois des
sept échantillons ont déjà été utilisés pour élaborer la
Statique-99. Toutefois, la présente étude inclut de nouvelles
données dans la Statique-99 pour quatre nouveaux ensembles de
données (n = 1 319), ou 61 % de l'échantillon
total (exactitude prédictive moyenne de 0,68 pour les quatre
ensembles de données, gamme de 0,59 à 0,77).
Même si la Statique-2002 et la Statique-99
se ressemblent quant à leur exactitude prédictive, la première offre
des avantages éventuels. En effet, la Statique-2002 a permis de
prévoir toute récidive avec violence et la récidive sexuelle et elle
était plus efficace pour prévoir la récidive avec violence que la
Statique-99. Elle était moins variable que celle-ci dans les
différents milieux. En outre, les catégories de la Statique-2002
améliorent la clarté conceptuelle par rapport à la Statique-99.
La clarté conceptuelle est un facteur
important pour les évaluateurs qui veulent déterminer s'il y a lieu
d'utiliser des facteurs externes pour rajuster le niveau de risque
indiqué par un outil actuariel. Les chercheurs pourraient
éventuellement améliorer l'exactitude prédictive de la Statique-2002
de manière purement empirique en incluant d'autres variables comme
celles qui sont liées aux problèmes de comportement dans l'enfance
(p. ex. SORAG, Quinsey et coll. 1998) ou le manque de
coopération avec les responsables de la surveillance (p. ex.
Hanson et Harris 2000). Ce sont toutefois des explications exactes
de la récidive qui permettront d'accomplir les progrès les plus
marquants dans le domaine de l'évaluation du risque. Il faudra
effectuer des recherches pour déterminer la validité conceptuelle
des catégories de la Statique-2002 et, surtout, pour cerner les
causes de la récidive. Les infractions antérieures sont une bonne
variable prédictive, mais une mauvaise variable théorique. Des
événements qui se sont produits il y a 20 ans n'entraînent pas
obligatoirement la perpétration de crimes dans l'avenir. Les
chercheurs doivent plutôt cerner les situations actuelles et les
caractéristiques permanentes qui prédisposent certaines personnes à
commettre des infractions sexuelles, qu'il s'agisse de souvenirs,
d'habitudes, de valeurs, de déficiences cognitives ou de choix de
vie déplorables.
Bien que la Statique-2002 se révèle
prometteuse, il faudra poursuivre les recherches avant de pouvoir
l'utiliser dans des contextes appliqués. Il faudra notamment répéter
les résultats au moyen d'ensembles de données distincts. Étant donné
que les échelles statiques de détermination du risque servent
surtout à déterminer le risque de récidive à long terme, les études
de répétition devraient porter sur une période de suivie d'au moins
10 ans (de préférence 15). Il faudrait que les études de
répétition incluent un échantillon combiné de plus de
1 000 délinquants sexuels (de 200 à 400 dans chaque étude)
avant qu'on ne puisse associer des niveaux de risque spécifiques à
des gammes de scores spécifiques.
Comme la Statique-99, la Statique-2002
n'avait pas pour but de fournir une évaluation exhaustive du risque
de la récidive. Il y a de nombreux facteurs liés à la récidive
sexuelle, comme les préoccupations sexuelles et l'accès aux victimes
(Hanson et Harris 2000), dont les évaluateurs pourraient vouloir
tenir compte. La combinaison optimale des facteurs statiques et
historiques aux facteurs de risque dynamiques (modifiables) demeure
un important sujet pour la recherche à venir.
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ANNEXE A
Règles de
codage pour la Statique-2002
L'information qui suit doit être considérée
uniquement comme un aperçu général des règles de codage de la
Statique-2002. Des règles de codage détaillées sont actuellement en
voie d'élaboration. Les chercheurs désireux d'utiliser la
Statique-2002 sont priés, avant d'utiliser l'échelle, de communiquer
avec Karl Hanson ou David Thornton pour obtenir la dernière version
des règles de codage. Malgré la simplicité apparente des éléments,
l'expérience antérieure avec la Statique-99 semble indiquer qu'il
faut faire très attention aux règles de codage pour obtenir des
résultats fiables.
La Statique-2002 est destinée à être
utilisée auprès des délinquants dont une infraction répertoriée est
de nature sexuelle et qui ont l'occasion de récidiver parce qu'on
leur a imposé une peine communautaire ou parce qu'ils ont obtenu
leur mise en liberté après une période de détention. Il doit s'agir
de délinquants de sexe masculin, âgés d'au moins 18 ans, qui
ont commis une infraction sexuelle contre une victime identifiable.
Âge à la mise en
liberté (0 - 3)
18 à 24,9 = 3
25 à 34,9 = 2
35 à 49,9 = 1
50 ou plus = 0
Il faut utiliser l'âge du délinquant au
moment de l'évaluation du risque.
Persistance des
infractions sexuelles (0 - 3)
Cette section inclut trois variables :
a) prononcés de peine antérieurs pour infractions sexuelles
(0 - 3), b) arrestations pour infractions sexuelles
comme adulte et comme jeune contrevenant (0/1), c) fréquence
des infractions sexuelles (0/1). Il faut coder chacune des
variables, puis coder de nouveau la sous-échelle comme suit :
| Score brut |
Score pour la sous-échelle |
| 0 |
0 |
| 1 |
1 |
| 2, 3 |
2 |
| 4, 5 |
3 |
Prononcés de
peine antérieurs pour infractions sexuelles
0 = 0
1 = 1
2, 3 = 2
4 ou plus = 3
Un prononcé de peine correspond à une
occasion où le délinquant est traduit devant le tribunal, plaide ou
est déclaré coupable de l'infraction et se voit infliger une peine
(amende, emprisonnement, peine conditionnelle). Les délinquants
peuvent être déclarés coupables de plusieurs infractions au même
prononcé de peine. En Angleterre, un avertissement officiel est
considéré comme un prononcé de peine. Il faut compter les prononcés
de peine comme jeune contrevenant et comme adulte.
Les délinquants peuvent être traduits devant
les tribunaux et se voir infliger plusieurs peines pour une seule
série de crimes. Pour que deux prononcés de peine soient considérés
comme distincts, le délinquant doit avoir commis un crime et s'être
vu infliger une peine pour celui-ci avant de commettre le deuxième
crime (et de se voir infliger une peine pour celui-là). Si le
délinquant est reconnu coupable d'un crime commis avant la
condamnation antérieure, la nouvelle condamnation est considérée
comme une pseudorécidive et n'est pas comptée séparément.
C'est le comportement plutôt que la
désignation comme telle qui détermine si une infraction est
considérée comme sexuelle. Ainsi, une agression sexuelle qui est
ramenée, au terme d'une négociation de plaidoyer, à des voies de
fait est toujours considérée comme une infraction sexuelle si le
motif de l'infraction originale est sexuel. Comme la Statique-99, la
Statique-2002 est destinée aux délinquants pour lesquels il y a au
moins une victime identifiable. Elle ne s'applique pas aux
délinquants coupables uniquement d'infractions relatives à la
prostitution, bien que celles-ci soient considérées comme des
infractions sexuelles si le délinquant a un casier judiciaire pour
une infraction de la catégorie A (voir les règles de codage de
la Statique-99; Phenix, Hanson et Thornton, 2000).
Arrestation pour
infractions sexuelles comme jeune contrevenant
Arrestation avant l'âge
de 18 ans et condamnation après l'âge de
18 ans = 1
Aucune arrestation pour
infraction sexuelle avant l'âge de 18 ans = 0
Cet élément est coté uniquement pour les
délinquants reconnus coupables d'une infraction sexuelle à l'âge
adulte. Il ne l'est pas pour les jeunes contrevenants libérés après
l'âge de 18 ans. La condamnation comme adulte doit être
consécutive à un comportement différent de celui qui a mené à
l'arrestation comme jeune contrevenant.
Fréquence des
infractions sexuelles
Moins d'un prononcé de
peine tous les 15 ans = 0
Un prononcé de peine ou
plus tous les 15 ans = 1
Cette fréquence est égale à la somme de tous
les prononcés de peine pour infractions sexuelles (y compris
l'infraction répertoriée) divisée par l'âge du délinquant à la mise
en liberté. Ainsi, si le délinquant est âgé de 29 ans et qu'il
a une infraction sexuelle antérieure, la fréquence est égale à
(1 + 1)/29 = 0,06897, et on lui attribue un
point pour « fréquence élevée ».
Intérêts sexuels
déviants (0 - 3)
Cette section renferme trois éléments :
a) condamnations pour infractions sexuelles sans contact (0/1),
b) au moins une victime de sexe masculin (0/1), c) au
moins une victime jeune sans lien de parenté avec le délinquant
(0/1). On fait la somme des trois éléments pour obtenir un score
total variant entre 0 et 3 (aucun recodage).
Infractions
sexuelles sans contact
Condamnations pour
infractions sexuelles sans contact = 1
Aucune = 0
Identique à l'élément de la Statique-99. Ne
compter que les appels téléphoniques obscènes, l'utilisation
d'Internet pour séduire des victimes, la possession de
pédopornographie, l'exhibitionnisme et le voyeurisme. Ne pas compter
les infractions liées à la prostitution ni les autres infractions
pour lesquelles il n'y a pas de victime identifiable.
Au moins une victime
de sexe masculin
Au moins une victime de
sexe masculin = 1
Aucune = 0
Même chose que pour la Statique-99.
Au moins une victime
jeune sans lien de parenté avec le délinquant (0, 1)
Deux ou plusieurs
victimes âgées de moins de 12 ans dont au moins une doit être
sans lien de parenté avec le délinquant = 1
Sinon = 0
Cet élément est considéré comme un substitut
de l'intérêt sexuel à l'égard des enfants. On attribue le point au
délinquant si au moins deux de ses victimes n'avaient pas encore
atteint l'âge de 12 ans. Une des victimes doit être sans lien
de parenté avec lui. Si toutes les victimes entretiennent un lien de
parenté avec le délinquant ou si seulement une victime est âgée de
moins de 12 ans, on donne zéro au délinquant.
Lien avec les
victimes des infractions sexuelles (0 - 2)
Cette section renferme deux éléments :
au moins une victime sans lien de parenté avec le délinquant (0/1)
et au moins une victime qui était un inconnu (0/1). Les victimes qui
sont des inconnus n'ont pas non plus de lien de parenté avec le
délinquant. On fait la somme des éléments pour obtenir un score de
sous-échelle qui peut varier entre 0 et 2.
Au moins une victime
sans lien de parenté avec le délinquant
Au moins une victime sans
lien de parenté avec le délinquant = 1
Aucune = 0
On dit qu'une victime a un lien de parenté
avec le délinquant si ce lien est suffisamment proche pour interdire
le mariage, mais cela englobe également les cousins germains, les
neveux et nièces et les conjoints. Cet élément est identique à celui
de la Statique-99 (voir Phenix et coll. 2000).
Au moins une victime
qui est un inconnu
Au moins une victime qui
est un inconnu = 1
Aucune = 0
Une victime est considérée comme un inconnu
si elle ne connaissait pas le délinquant 24 heures avant
l'infraction sexuelle.
Cet élément est identique à celui de la
Statique-99 (voir Phenix et coll. 2000).
Criminalité
générale (0 - 3)
Cette sous-échelle renferme quatre
éléments : a) prononcés de peine pour n'importe quelle
infraction (0 - 3), b) tout manquement aux conditions
de la mise en liberté (0/1), c) moins de quatre ans sans
infraction avant la condamnation pour l'infraction répertoriée
(0/1), d) toute condamnation antérieure pour violence non
sexuelle. Le score brut est recodé comme suit :
| Score brut |
Score de la sous-échelle |
| 0 |
0 |
| 1, 2 |
1 |
| 3, 4 |
2 |
| 5, 6 |
3 |
Arrestations ou
prononcés de peine pour n'importe quelle infraction
Aucune
arrestation = 0
Au moins une arrestation,
mais moins de trois prononcés de peine pour une
infraction = 1
De 3 à 13
prononcés de peine = 2
14 prononcés de peine ou
plus = 3
Ne pas inclure l'infraction ou les
infractions répertoriées. Compter les prononcés de peine pour
infractions sexuelles et non sexuelles. Ne pas compter les
infractions très mineures dont l'auteur ne serait pas passible
d'emprisonnement ou d'une peine communautaire (p. ex.,
consommation d'alcool avant l'âge légal, excès de vitesse).
Manquement aux
conditions
Tout manquement aux
conditions de la mise en liberté = 1
Aucun = 0
Cet élément est coté
« 1 = oui » si le délinquant a été reconnu
coupable d'une infraction liée à son manquement aux conditions du
cautionnement, de la libération conditionnelle, de la probation ou
de la surveillance communautaire (p. ex. la non-conformité aux
conditions de la probation, révocation de la libération
conditionnelle). Cet élément est coté également si le délinquant est
arrêté pour perpétration d'une nouvelle infraction pendant qu'il
fait l'objet d'une ordonnance de surveillance communautaire
(y compris de cautionnement, de libération conditionnelle, de
probation).
Nombre d'années sans
infraction avant l'infraction répertoriée
Moins de 36 mois
sans infraction avant la perpétration de l'infraction sexuelle qui
aboutit à la condamnation répertoriée ou
Moins de 48 mois
sans infraction avant la condamnation pour l'infraction sexuelle
répertoriée = 1,
Plus de 48 mois sans
infraction avant la condamnation répertoriée et
Plus de 36 mois sans
infraction avant la perpétration de l'infraction sexuelle qui
aboutit à la condamnation répertoriée = 0
Calculer le nombre de mois écoulés entre la
date de la mise en liberté après le précédent démêlé avec la justice
et la date de la plus récente infraction sexuelle (l'infraction
sexuelle répertoriée). Pour les délinquants condamnés à une peine de
détention, la mise en liberté correspond à la date d'élargissement
de l'établissement pénitentiaire. Pour les délinquants condamnés à
une peine communautaire, cela correspond à la date de la sentence.
Les arrestations et les mises en accusation constituent des démêlés
avec la justice, même si le délinquant n'a pas été déclaré coupable.
Il y a deux dates associées à l'infraction
sexuelle répertoriée : a) la date de perpétration de
l'infraction, b) la date de condamnation du délinquant. On
attribue un point au délinquant si le laps de temps écoulé entre la
mise en liberté et la nouvelle condamnation est inférieur à
48 mois ou si le laps de temps écoulé entre la mise en liberté
et la nouvelle infraction sexuelle est inférieur à 36 mois.
Il faut compter les infractions comme jeune
contrevenant si le délinquant était âgé de moins de 22 ans
lorsqu'il a été déclaré coupable de l'infraction sexuelle
répertoriée.
Condamnations
antérieures pour infractions de violence non sexuelle
Toute condamnation
antérieure pour infractions de violence non sexuelle = 1
Aucune condamnation
antérieure = 0
Les infractions de violence non sexuelle
sont celles qui comportent une confrontation avec la victime, comme
le vol qualifié, les voies de fait et le meurtre, de même que
l'incendie criminel et le fait de proférer des menaces.
Contrairement à la méthode employée pour la Statique-99, ne compter
que les infractions de violence sans motif sexuel. Si le délinquant
tente de commettre une agression sexuelle, mais est déclaré coupable
uniquement de voies de fait, celles-ci compteraient comme une
infraction sexuelle plutôt que comme une infraction de violence non
sexuelle. L'acte criminel qui aboutit à une condamnation pour
infraction de violence non sexuelle doit différer de celui qui
résulte en une condamnation pour infraction sexuelle. La
condamnation pour infraction de violence non sexuelle doit précéder
l'infraction sexuelle répertoriée. Ne pas compter les condamnations
pour infractions de violence non sexuelle qui sont incluses dans la
grappe d'infractions répertoriées (c.-à-d. la série de crimes qui
incluait l'infraction sexuelle répertoriée).