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Journal Information
Journal ID (publisher-id): jgi
ISSN: 1910-7595
Publisher: Centre for Addiction and Mental Health
Article Information
The Centre for Addiction and Mental Health
Received Day: 20 Month: October Year: 2011
Accepted Day: 23 Month: November Year: 2013
Publication date: December 2013
First Page: 1 Last Page: 28
Publisher Id: jgi.2013.28.18
DOI: 10.4309/jgi.2013.28.18

Jeux de hasard et d'argent chez les adolescents en centre jeunesse : comparaison en fonction des lois
Cathy Savard1
Isabelle Giroux2
Francine Ferland1
Annie Goulet2
Christian Jacques2
1Centre de réadaptation en dépendance de Québec, Québec, Canada
2École de psychologie, Université Laval, Québec, Canada
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For correspondence: Cathy Savard, Ph.D., Centre de réadaptation en dépendence de Québec, 2525 chemin de la Canardière, Québec (Qc), Canada, G1J 2G3. E-mail: cathy.savard.1@ulaval.ca
Conflit d'intérêts : Aucun conflit d'intérêts à declarer.
Approbation éthique: Comité d'éthique du Centre jeunesse de Québec-Institut universitaire. Le projet a été approuvé en 2008 avant le début du recrutement des participants. Il porte le numéro 2008-15.
Sources de financement : Le projet a été rendu possible grâce au financement reçu du Fonds sur la prévention et le traitement du jeu de la Fondation de l'Université Laval. De plus, la chercheure principale a reçu une bourse de doctorat de trois ans du Fonds québécois de recherche – Société et culture (FRQ-SC) de même qu'une bourse de rédaction du Centre de réadaptation en dépendance de Montréal-Institut universitaire sur les dépendances.
Cathy Savard, Ph.D., a complété un doctorat en recherche et intervention à l'Université Laval sur la problématique des jeux de hasard et d'argent. Elle est maintenant psychologue clinicienne au centre de réadaptation en dépendance de Québec ou elle intervient auprès de personnes présentant des problèmes de dépendance en concomitance avec un trouble de santé mentale. Ses intérêts de recherche touchent le développement et le maintien des problèmes de jeu à l'adolescence.
Isabelle Giroux, Ph.D., est professeure agrégée à l'École de psychologie de l'Université Laval. Elle cumule 17 années d'expérience comme formatrice, chercheure et clinicienne en psychologie des JHA. Elle est directrice du Centre québécois d'excellence pour la prévention et le traitement du jeu (CQEPTJ), de l'Unité des dépendances à l'Université Laval et du Groupe de recherche sur l'intervention et les fondements en jeu (GRIF-Jeu). Dre Giroux s'intéresse aux mécanismes fondamentaux impliqués dans le développement du jeu et à l'intervention auprès des joueurs.
Francine Ferland, Ph.D., a complété un doctorat en psychologie à l'Université Laval. Depuis quatre ans, elle travaille au centre de réadaptation en dépendance de Québec ou elle occupe le poste de chercheur. Outre son travail de recherche aux CRD, elle est également professeur associée à l'Université Laval et à l'Université de Sherbrooke de même que chercheur régulier au sein de l'infrastructure de recherche du Centre de réadaptation en dépendance de Montréal - Institut universitaire.
Annie Goulet, Ph.D., École de psychologie, Université Laval. Professionnelle de recherche au Centre québécois d'excellence pour la prévention et le traitement du jeu, elle s'intéresse aux conséquences des problèmes de jeu sur les relations de couple, notamment en termes de violence conjugale, et aux programmes de prévention du jeu excessif auprès d'enfants et d'adolescents.
Christian Jacques, M.Ps., est chercheur au Centre québécois d'excellence pour la prévention et le traitement du jeu de l'Université Laval depuis plus de 15 ans. Auteur et co-auteur de plusieurs publications, il s'intéresse à plusieurs aspects de la problématique des jeux de hasard et d'argent, dont l'épidémiologie, la prévention et l' intervention.

Abstract

Adolescents under the care of Youth centers present with many risk factors related to the development of pathological gambling. This study describes gambling habits of participants under the Young Offenders Act (YOA) and participants under the Youth Protection Act (YPA), and compare these gambling habits to those of high school teenagers. Face to face interviews were conducted with 74 adolescents from two youth centers in Quebec, Canada. Results show that YOA adolescents report different gambling habits than YPA participants. The YOA adolescents constitute a subgroup at risk of developing gambling problems. Further, adolescents perceive that their time spent in Youth centers has almost no impact on their gambling habits. Findings illustrate the importance to create a prevention program targeting adolescents under the care of Youth centers.

Résumé

Les adolescents suivis en centre jeunesse (CJ) présentent plusieurs facteurs de risque pour le développement du jeu pathologique. La présente étude consiste à dresser un portrait détaillé des habitudes de jeu de hasard et d'argent (JHA) des adolescents suivis en vertu de la Loi sur le système de justice pénale pour les adolescents (LSJPA) et des adolescents suivis en vertu de la Loi sur la protection de la jeunesse (LPJ), et de comparer celles-ci avec les habitudes de jeu des jeunes du secondaire. Des entrevues en face à face ont été réalisées avec 74 adolescents pris en charge par deux CJ. Les résultats révèlent que les adolescents suivis en vertu de la LPJ et de la LSJPA se distinguent entre eux au regard de leurs habitudes de jeu. Les adolescents suivis en vertu de la LSJPA constituent un sous-groupe à risque pour le développement de problème de jeu. Les résultats montrent également que les adolescents perçoivent leur suivi en CJ comme ayant peu d'effet sur l'évolution de leurs habitudes de JHA. Les résultats de cette étude illustrent l'importance de concevoir un programme de prévention ciblé pour les adolescents suivis en vertu de la LSJPA.


Introduction

Bien que le champ de recherche portant sur les jeux de hasard et d'argent (JHA) soit assez récent, il est d'ores et déjà bien documenté que certaines sous-populations sont plus à risque que d'autres de développer un problème de jeu (Derevensky, Gupta, Dickson, & Deguire, 2004). Les adolescents font partie de ces sous-populations à risque (Blinn-Pike, Lokken-Worthy, & Jonkman, 2010; Shaffer, Hall, & Vander Bilt, 1999). Au cours des deux dernières décennies, les études sur les JHA ont démontré que l'adolescence constitue la période de vie pendant laquelle la prévalence des problèmes de jeu est la plus élevée (Dickson, Derevensky, & Gupta, 2002; Ladouceur, Boudreault, Jacques, & Vitaro, 1999). Les écrits scientifiques révèlent également que l'adolescence constitue la fenêtre temporelle à l'intérieur de laquelle la première expérience de participation au jeu a généralement lieu (Delfabbro, Lambos, King, & Puglies, 2009; Martin, Gupta, & Derevensky, 2009). Celle-ci s'inscrit dans la phase d'exploration propre à l'adolescence caractérisée par l'engagement dans différentes avenues pour apprendre à se connaître et ainsi former son identité (Cloutier, 1996). Selon Chevalier, Morin, Gupta, et Derevensky (2004), un peu plus d'un adolescent sur deux (54 %) qui termine sa cinquième année du secondaire a participé à un JHA au moins une fois dans sa vie. De plus, la dernière étude de prévalence réalisée au Québec auprès d'adolescents du secondaire par l'Institut de la statistique du Québec (ISQ) révèle que 37 % des adolescents rapportent avoir participé à un JHA au cours des 12 derniers mois et que 6,1 % des adolescents présenteraient un problème de jeu (joueurs à risque et joueurs pathologiques; Martin et al., 2009).

Ainsi, ce ne sont pas tous les adolescents qui participent à un JHA qui développent un problème de jeu. Bien qu'aucun profil type de l'adolescent à risque de développer un problème de jeu n'ait encore été établi, plusieurs études corrélationnelles ont permis de dresser un portrait des facteurs les plus souvent retrouvés chez ceux qui présentent ce problème. Parmi les facteurs de risque qui bénéficient d'un fort appui empirique, on retrouve le fait d'être un garçon, la faible scolarité (Dickson, Derevensky, & Gupta, 2008; Ladouceur et al., 2005; Langhinrichsen-Rohling, Rohde, Seeley, & Rohling, 2004; Welte, Barnes, Wieczorek, & Tidwell, 2004) et la disponibilité financière (avoir un revenu ou une allocation familiale; Martin et al., 2009). La consommation de cigarettes, d'alcool et de drogues, les comportements délinquants, la recherche de sensations fortes (Blanco, Orensanz-Munor, Blanco-Jerez, & Saiz-Ruiz, 1996) et l'impulsivité (Vitaro, Arsenault, & Tremblay, 1997) sont aussi des facteurs associés aux problèmes de jeu à l'adolescence. L'histoire en début de jeu constitue également un facteur de risque, notamment avoir gagné un montant d'argent considérable lors des premières expériences de jeu et avoir commencé à jouer en jeune âge (Gupta & Derevensky, 1997). Les types de jeux joués représentent aussi des facteurs associés aux problèmes de jeu à l'adolescence (Vitaro, Wanner, Ladouceur, Brendgen, & Tremblay, 2004; Welte et al., 2004). Des facteurs sociaux sont également associés aux problèmes de jeu, tels qu'avoir dans son entourage des personnes significatives qui s'adonnent à des JHA (Barnes, Welte, Hoffman, & Dintcheff, 2005; Langhinrichsen-Rohling et al., 2004; Vachon, Vitaro, Wanner, & Tremblay, 2004; Vitaro, Brendgen, Ladouceur, & Tremblay, 2001), avoir un membre de sa famille qui a ou a déjà eu un problème de jeu, la faible supervision parentale (Barnes et al., 2005) et la négligence parentale (Felsher, Derevensky, & Gupta, 2010).

Considérant l'état actuel des connaissances sur les JHA à l'adolescence, il est nécessaire de s'intéresser aux sous-groupes présentant plusieurs facteurs de risque afin de vérifier s'ils ont effectivement des habitudes de jeu problématiques. C'est en établissant les sous-groupes d'adolescents les plus à risque pour le développement de problèmes de jeu qu'il sera possible de diminuer l'incidence de ces problèmes en implantant des programmes de prévention qui ciblent les adolescents appartenant à ces sous-groupes (Shaffer, LaBrie, LaPlante, Nelson, & Stanton, 2004).

Aux États-Unis, les adolescents incarcérés pour avoir commis une infraction en vertu de la loi ont été ciblés comme étant particulièrement à risque de développer des problèmes de jeu. En effet, les quelques études menées auprès de ces adolescents démontrent que la prévalence de problèmes de jeu y est substantiellement plus élevée que chez les adolescents de la population générale (Devi Moss, 2009; Lieberman & Cuadrado, 2002; Stinchfield, 2000). Plus précisément, Lieberman et Cuadrado (2002) répertorient que 46 % des adolescents en centre de détention, ayant joué à un JHA dans la dernière année, présentent un problème de jeu. Dans une autre étude américaine, Westphal, Rush, Stevens et Johnson (2000) notent que 38 % des détenus âgés de 12 à 18 ans seraient des joueurs pathologiques. Étant donné l'absence de centres de détention pour les mineurs au Québec, cette population d'adolescents ayant commis des délits y est plutôt prise en charge par les centres jeunesse (CJ).

Les jeunes suivis en CJ représentent 5 % de la population des jeunes de 0 à 17 ans (CJ du Québec, 2012). Les CJ ont comme mandat de fournir une aide spécialisée aux jeunes qui connaissent des difficultés graves et à leurs familles (CJ du Québec, 2012). Ils sont régis par plusieurs lois, notamment la Loi sur la protection de la jeunesse (LPJ) et la Loi sur le système de justice pénale pour les adolescents (LSJPA). La LPJ intervient quand la sécurité ou le développement d'un mineur peut être compromis. Elle a comme objectifs de mettre fin à une situation de compromission et d'en prévenir la répétition par des mesures de contrôle, de surveillance et d'aide. C'est le signalement qui est l'élément déclencheur de l'application de cette loi (CJ du Québec, 2012). La LSJPA, quant à elle, intervient quand un mineur est imputé d'une infraction à une loi canadienne. Elle a pour objectifs d'assurer la protection de la société, de responsabiliser les jeunes, de prévenir la récidive et d'assurer la réadaptation des jeunes. L'élément déclencheur à la base de l'application de cette loi est l'intervention policière qui survient habituellement à la suite d'une plainte de la victime (CJ du Québec, 2012). Les connaissances acquises jusqu'à maintenant sur les adolescents en CJ démontrent que plusieurs d'entre eux (sans égard à la loi en vertu de laquelle ils sont pris en charge) présentent une faible supervision parentale, de la négligence et des problèmes de toxicomanie (Cloutier, Champoux, Jacques, & Lancop, 1994; Pauzé et al., 2004 ; Tremblay, Brunelle, & Blanchette-Martin, 2007), soit tous des facteurs associés à la présence de problèmes de jeu (Barnes et al., 2005, Felsher et al., 2010, Langhinrichsen-Rohling et al., 2004,Vachon et al., 2004; Vitaro et al., 2001).

Nonobstant ce fait, peu d'études se sont attardées à évaluer les habitudes de jeu des adolescents en CJ. La seule étude recensée montre que le pourcentage de joueurs pathologiques dans cette population suivis en CJ s'élève à 7,7 % (Fortin, Ladouceur, Pelletier, & Ferland, 2001). Il est toutefois à noter que l'échantillon de Fortin et de ses collaborateurs (2001) a été étudié en tant que population homogène (sans égard à la loi ou au milieu d'hébergement) et que 87 % de cet échantillon était constitué d'adolescents en centre de réadaptation, ce qui a pu teinter le pourcentage de joueurs pathologiques. Ces adolescents, hébergés à l'interne, présentent certaines caractéristiques particulières ; ils requièrent un encadrement plus strict afin de veiller à leur protection ou à la protection d'autrui. Considérant le peu de données disponibles au sujet des habitudes de jeu des adolescents suivis en CJ, il est important de s'intéresser à cette population afin de vérifier si elle présente réellement plus de problèmes de jeu que les adolescents de la population générale. Dans un tel cas, des programmes de prévention s'adressant spécifiquement à cette sous-population pourront être mis sur pied et ainsi contribuer à diminuer l'incidence des problèmes de jeu.

Une étude comparant les adolescents suivis en vertu de la Loi sur les jeunes contrevenants (remplacée par la LSJPA depuis le 1er avril 2003) et les adolescents suivis en vertu de la LPJ indique que les adolescents en CJ ne constituent pas un groupe homogène, car ils se distinguent notamment en ce qui concerne l'âge, le contexte familial et le revenu socioéconomique de la famille (Pauzé et al., 2004). Cependant, toujours selon l'équipe de Pauzé (2004), les deux groupes ne semblent pas se distinguer sur les facteurs de risque du jeu pathologique, tels que la consommation de cigarettes, d'alcool et de drogues, les actes délinquants et la présence d'amis déviants.

La présente étude a donc pour but de dresser un portrait détaillé des habitudes de jeu des adolescents suivis en vertu de la LPJ et de la LSJPA. Elle a pour objectifs de comparer les habitudes de jeu des adolescents suivis en vertu de la LSJPA à celles des adolescents suivis sous la LPJ et de comparer les habitudes de jeu des adolescents suivis en vertu de la LSJPA et de la LPJ avec celles d'une population normative composée d'adolescents du secondaire. De plus, comme peu de données sont connues concernant la trajectoire des habitudes de jeu, l'étude a également comme objectifs secondaires de documenter comment les adolescents perçoivent l'évolution de leurs habitudes de jeu depuis le début de leur prise en charge par le CJ de même que de documenter les raisons et le contexte les ayant conduits à une première expérience de jeu et à une participation régulière au jeu (participation mensuelle). Ainsi, la présente étude contribuera à documenter la perception des adolescents sur l'impact que leur passage en CJ a pu avoir sur le développement et le maintien de leurs habitudes de jeu, et apportera de nouveaux éléments de compréhension à la problématique du jeu chez les adolescents suivis en CJ.


Méthodologie
Participants

Pour pouvoir participer à l'étude, les participants devaient être âgés de plus de 12 ans et être suivis en vertu de la LPJ depuis au moins 12 mois ou être suivis en vertu de la LSJPA depuis au moins six mois. Le critère concernant la durée des suivis a été déterminé de façon à ce qu'il reflète bien les différentes réalités des adolescents de ces sous-groupes. Tous les adolescents suivis par les CJ de Québec et de Chaudière-Appalaches (N  =  1 141) répondant aux critères d'admissibilité ont été sollicités pour participer à l'étude. Soixante-quatorze adolescents (n  =  74) ont participé aux entrevues semi-structurées, ce qui représente 6,5 % des adolescents admissibles. Toutefois, le taux de participation s'élève à 78,7 % parmi les adolescents pour lesquels il y a eu confirmation d'une sollicitation à participer à l'étude. Le détail du nombre d'adolescents ayant accepté ou refusé de participer à l'étude est présenté à la figure 1.

Les participants ont été répartis dans l'un des deux groupes en fonction de la loi en vertu de laquelle ils étaient suivis. Ainsi, les adolescents suivis seulement en vertu de l'une des deux lois, LPJ ou LSJPA, ont été inclus dans le groupe correspondant (groupes LPJ ou LSJPA), tandis que les adolescents répondant aux critères d'admissibilité des deux groupes ont été affectés au groupe LSJPA afin de rendre compte de leur réalité (la majorité des adolescents suivis en vertu de la LSJPA sont aussi suivis en vertu de la LPJ). Au total, le groupe LPJ compte 55 adolescents et le groupe LSJPA en compte 19. La figure 2 illustre en détail la répartition des adolescents dans les deux groupes.

Afin de vérifier la représentativité des adolescents des groupes LPJ et LSJPA de l'échantillon, ceux-ci ont été comparés avec tous les adolescents des CJ de Québec et de Chaudière-Appalaches suivis en vertu de la LPJ et de la LSJPA qui correspondaient aux critères de sélection au moment de l'étude. Pour le groupe LPJ, les résultats montrent que les adolescents sont comparables sur les variables suivantes : le sexe, le suivi antérieur en vertu d'une autre loi et la durée moyenne du suivi en CJ. Ils sont toutefois significativement plus âgés que ceux de la population de référence, t (54)  =  3,27, p < 0,05, 95 % IC (0,23, 0,99).

Pour sa part, le groupe LSJPA ne se distingue pas des adolescents de la population de référence pour toutes les variables analysées (sexe, âge moyen, nombre d'adolescents ayant été suivis en vertu de la LPJ et de la LSJPA dans le passé, durée moyenne du suivi en vertu de la LSJPA et nombre moyen de délits commis).

Le groupe de comparaison (jeunes du secondaire) constitue un groupe normatif basé sur une étude panquébécoise menée par l'Institut de la statistique du Québec (ISQ) et ciblant, entre autres, les JHA (Martin et al., 2009). L'étude a été menée auprès de 4 736 adolescents du secondaire (âgés de 11 à 18 ans) inscrits dans une école francophone ou anglophone, publique ou privée, de la province de Québec (Martin et al., 2009). Il est à noter que le groupe normatif comprend également des adolescents suivis en CJ puisque la majorité des adolescents pris en charge par un CJ fréquente une école secondaire publique ou privée.

Instruments de Mesure

La majorité des données a été colligée au cours d'une entrevue en face à face d'une durée variant entre 20 et 40 minutes. Toutefois, afin d'alléger l'entrevue, certaines données ont été recueillies dans les banques de données anonymisées des CJ de Québec et de Chaudière-Appalaches.

Banque de données anonymisées. Les renseignements concernant la loi en vertu de laquelle l'adolescent est suivi, la durée de son suivi en CJ, le motif à l'origine du suivi (négligence, agression sexuelle, trouble de comportement, sévices, abandon, mauvais traitement psychologique), les types et le nombre de délits commis ont été obtenus au moyen des banques de données anonymisées des deux CJ.

Données sociodémographiques. Les données sur l'âge du participant, son milieu de vie (famille d'accueil, centre de réadaptation, foyer de groupe, famille d'origine ou autre), son niveau de scolarité et le montant d'argent dont il dispose par semaine (provenant d'un travail rémunéré, des parents ou tuteurs, ou d'autres sources) ont été recueillies au moyen de questions à choix multiples.

Dépistage des problèmes de jeu. La présence d'un problème de jeu a été évaluée à l'aide du DSM-IV-J (Fisher, 1993). Il est composé de questions qui évaluent neuf dimensions du jeu pathologique : a) la préoccupation envers le jeu, b) la tolérance, c) les symptômes de sevrage, d) la fuite des problèmes, e) les tentatives pour se refaire, f) les mensonges, g) les comportements illégaux, h) les problèmes familiaux et i) les difficultés scolaires et les soucis financiers, et comportent un choix de réponses multiples (« Jamais », « 1 à 2 fois », « Quelques fois » ou « Souvent »). Chaque dimension a reçu une cote de 0 ou 1. Une cote de 0 a été attribuée à la réponse « Jamais », alors que toutes les autres réponses ont reçu une cote de 1. Le résultat global pour chacun des participants a été obtenu en additionnant la cote donnée à chaque dimension. L'interprétation des résultats est la suivante : un résultat global de 0 ou 1  =  « Joueur sans problèmes de jeu », un résultat de 2 ou 3  =  « Joueur à risque » et un résultat de 4 et plus  =  « Joueur pathologique probable ». Pour la présente étude, les joueurs à risque et les joueurs pathologiques ont été regroupés pour former le groupe de « joueurs problématiques ». La version anglaise du DSM-IV-J comporte une bonne cohérence interne (α  =  0,75) ainsi qu'une bonne validité de construit. La version française a été traduite par le Centre québécois d'excellence pour la prévention et le traitement du jeu (CQEPTJ), mais n'a pas encore été validée.

Fréquence de jeu. La fréquence de jeu a d'abord été évaluée avec une question d'amorce permettant de vérifier si l'adolescent a participé à une activité de JHA au cours de sa vie. Les fréquences de participation aux JHA au cours des 12 derniers mois ont ensuite été évaluées pour 11 activités de jeu différentes. Les choix de réponses étaient : « Non », « Juste une fois pour essayer », « Moins d'une fois par mois ou à l'occasion », « Environ une fois par mois », « La fin de semaine ou 1 à 2 fois par semaine », « 3 fois et plus par semaine, mais pas tous les jours » et « Tous les jours ». La question de la participation au poker a été posée uniquement aux adolescents ayant mentionné avoir participé à des jeux de cartes au cours des 12 derniers mois.

Montant d'argent dépensé au jeu. Tous les adolescents ayant mentionné avoir joué ont été interrogés sur le montant d'argent dépensé au jeu au cours des 12 derniers mois et sur le plus gros montant d'argent joué en une seule journée. Les choix de réponses pour cette dernière question étaient : « Moins de 1 $ », « De 1 $ à 10 $ », « De 11 $ à 49 $ », « De 50 $ à 99 $ », « De 100 $ à 199 $ » et « 200 $ et + » ou « Autre ».

Raisons principales pour participer à des JHA. Celles-ci ont été documentées à l'aide d'une question ouverte. Les réponses des participants ont ensuite été regroupées en différents thèmes et codifiées avant de procéder aux analyses quantitatives.

Histoire de jeu. L'âge du participant à son premier jeu, le déroulement de l'initiation au jeu (contexte de la première expérience de jeu et personnes présentes lors de la première participation), la participation au jeu sur une base mensuelle (début du contexte de celle-ci) et les habitudes de jeu des parents et des amis ont été évalués à l'aide de questions ouvertes. Celles-ci ont été créées pour répondre aux objectifs de l'étude et n'ont pas fait l'objet d'une validation empirique. Avant de procéder aux analyses quantitatives, les réponses des participants ont été regroupées par thèmes et ensuite codifiées.

Perception de l'évolution des habitudes de jeu en CJ. Une question d'amorce permettait de connaître la perception de l'adolescent concernant l'augmentation, la diminution ou le maintien de ses habitudes de jeu depuis le début de son suivi en CJ. Une question ouverte permettait par la suite de préciser la réponse. Les réponses données par les participants ont été regroupées par thèmes et ensuite codifiées.

Consommation de cigarettes, d'alcool et de drogues. Ces variables ont été évaluées à l'aide du questionnaire DEP-ADO (Germain et al., 2007). Le DEP-ADO est un questionnaire bref de sept questions permettant d'évaluer l'usage de tabac, d'alcool et de drogues des adolescents, et de faire une première détection de la consommation problématique ou à risque. Les questions touchent, entre autres, la consommation de diverses substances psychoactives au cours des 12 derniers mois et des 30 derniers jours, l'âge du début de la consommation régulière, l'injection de substances, le boire excessif, la consommation de tabac et un certain nombre de méfaits associés à la consommation. Le DEP-ADO a été validé auprès d'adolescents de 14 à 17 ans (3e à 5e secondaire). Malgré ceci, les auteurs jugent qu'il est pertinent d'utiliser le DEP-ADO avec les 12-13 ans (1er et 2e secondaire). Le questionnaire possède de bonnes qualités psychométriques, tant sur le plan de la validité (construit, critère et convergente [sensibilité  =  0,84 ; spécificité  =  0,91]), que sur celui de la fidélité (test-retest  =  0,94 ; inter modes de passation  =  0,88 ; cohérence interne entre 0,61 et 0,86).

Actes délinquants. Les actes délinquants ont été évalués à l'aide du Self-Reported Delinquency Questionnaire (LeBlanc & Fréchette, 1989). Le questionnaire original comprend 27 items qui évaluent la participation des adolescents à des activités délinquantes ou l'adoption de comportements délinquants au cours des 12 derniers mois et des six derniers mois. Il comprend les quatre échelles suivantes : violence physique, vols, vandalisme et consommation de drogues. L'échelle évaluant la consommation de drogues a été retirée du questionnaire en raison de l'utilisation du DEP-ADO qui constitue un questionnaire plus complet pour évaluer les habitudes de consommation. Pour chacun des items, l'adolescent doit indiquer la fréquence à laquelle il a eu le comportement en utilisant une échelle en quatre points : « Jamais », « Une ou deux fois », « Souvent » ou « Très souvent ». Le score global a été calculé en additionnant les réponses à chacun des items et le score de chaque échelle a été calculé en additionnant le pointage obtenu à chaque item composant les différentes échelles. Pour la version originale, les coefficients alpha de Cronbach pour les adolescents de 16 et de 17 ans sont respectivement de 0,72 et de 0,74 (LeBlanc & McDuff, 1991).

Recrutement et Procédure

La méthode de recrutement a été tributaire des procédures en vigueur à chaque CJ participant. Le CJ de Québec a octroyé un certificat de conformité éthique au projet de même qu'une autorisation d'accès aux dossiers. Dans un premier temps, les statisticiens des deux CJ ont généré une liste anonymisée des adolescents répondant aux critères de sélection.

CJ de Québec. L'intervenant responsable du suivi de l'adolescent avait le mandat d'obtenir le consentement verbal de l'adolescent de même que celui des parents ou du tuteur légal. Une fois que ces consentements avaient été obtenus, l'intervenant communiquait le nom et le numéro de téléphone du participant à la responsable du projet afin qu'elle puisse contacter celui-ci pour une entrevue. Un répondant à la recherche, nommé par le CJ de Québec, avait quant à lui comme rôle de contacter les intervenants responsables du suivi des adolescents se trouvant sur la liste générée par les statisticiens et servir d'intermédiaire entre la responsable de la recherche et les intervenants du CJ. Les intervenants des équipes « Adolescents » ont tous été rencontrés avant le début du recrutement afin de bien leur expliquer le projet.

CJ de Chaudière-Appalaches. Tous les parents ou tuteurs des adolescents sélectionnés ont reçu une lettre leur expliquant le projet et sollicitant leur consentement et celui de l'adolescent pour participer à l'étude. Les adolescents désirant participer devaient retourner le formulaire à l'aide d'une enveloppe préaffranchie qui leur était fournie. Le parent ou tuteur avait dix jours pour manifester son refus en laissant un message sur une boîte vocale du CJ de Chaudière-Appalaches. Une fois que ce délai était écoulé, une étudiante au doctorat en psychologie téléphonait aux adolescents ayant retourné le formulaire d'acceptation par la poste. Lors de cet appel, l'étudiante présentait l'étude aux parents ou tuteurs et aux adolescents, obtenait les consentements verbaux et fixait un rendez-vous avec l'adolescent.

Toutes les entrevues ont été réalisées en face à face dans les locaux des CJ de Québec et de Chaudière-Appalaches, ou dans un CLSC. Tout au long du processus, l'interviewer était tenu dans l'ignorance de la loi en vertu de laquelle les adolescents étaient suivis. Au début de l'entrevue, l'interviewer présentait le formulaire de consentement et obtenait le consentement écrit. Une fois que l'entrevue était terminée, chaque participant recevait un chèque-cadeau de 10 $ en plus d'un dédommagement pécuniaire pour ses frais de déplacement, au besoin.

Il est à noter que le recrutement et l'expérimentation se sont faits en deux temps. La première phase de recrutement s'est déroulée de mai à août 2009 et la deuxième, de septembre 2009 à janvier 2010.

Analyses Statistiques

Description des groupes et objectifs principaux de l'étude. Afin de pallier la petite taille de l'échantillon, les variables ont été décomposées afin que chaque choix de réponse devienne une variable dichotomique se répondant par oui ou non. Ce sont ces variables dichotomisées qui ont servi aux analyses. Toutes les analyses ont été faites selon le plan suivant : 1) comparaison entre le groupe LPJ et LSJPA, 2) comparaison entre le groupe LPJ et le groupe normatif des jeunes du secondaire, et 3) comparaison entre le groupe LSJPA et le groupe normatif de jeunes du secondaire. Pour comparer les adolescents du groupe LPJ avec ceux du groupe LSJPA sur les variables catégorielles, des tests du khi-carré ont été effectués. Pour ces tests, les valeurs de p ont été calculées à l'aide d'un algorithme informatique au lieu d'être approximées asymptotiquement. Par ailleurs, des tests t de Student pour échantillons indépendants ont été utilisés pour vérifier la présence de différences entre les variables continues des deux groupes.

Par ailleurs, les comparaisons avec le groupe normatif sur les variables catégorielles ont été faites à l'aide de tests du khi-carré à un échantillon (test d'adéquation) alors que les variables continues ont été analysées à l'aide de tests t de Student pour échantillon simple. Il faut remonter à la collecte de données réalisée en 2004 par l'ISQ (Chevalier et al., 2004) pour obtenir l'information concernant le pourcentage de jeunes du secondaire ayant participé au moins une fois au cours de leur vie à un JHA. Toutes les autres variables utilisées pour comparer les adolescents de l'échantillon avec le groupe normatif de jeunes du secondaire proviennent de la collecte de données de 2008 (Martin et al., 2009).

Objectifs secondaires. Les objectifs secondaires se veulent descriptifs et exploratoires. Ainsi, des analyses descriptives (fréquences et moyennes) ont été faites pour vérifier les objectifs secondaires. De surcroît, lorsque la taille de l'échantillon le permettait, des tests du khi-carré ont été réalisés pour comparer entre eux les adolescents des groupes LPJ et LSJPA sur les variables catégorielles, alors que des tests t de Student pour échantillons indépendants ont été utilisés pour vérifier la présence de différences sur les variables continues.

Toutes les analyses ont été réalisées à l'aide de la version 13.0 du logiciel SPSS. Le seuil de signification de toutes les analyses est situé à 0,05.


Résultats
Description des Groupes sur les Variables Sociodémographiques et Facteurs Associés au Jeu

Groupe LPJ vs groupe LSJPA. Les résultats démontrent que les deux groupes ne diffèrent pas quant aux variables suivantes : l'âge, le montant moyen d'argent reçu par semaine, le nombre d'entre eux habitant dans leur famille d'origine et en foyer de groupe, l'âge moyen de leur première participation au jeu, le pourcentage d'adolescents qui fument la cigarette, le nombre d'entre eux qui comptent au moins quelques amis qui jouent sur une base régulière, le nombre d'adolescents ayant un parent qui joue ou parie à l'occasion, de même que le nombre d'entre eux ayant un parent qui présente un problème de jeu.

Par ailleurs, le groupe LSJPA compte significativement plus de garçons que le groupe LPJ (x2 (1, N  =  74)  =  16,01, p < 0,01) et significativement plus d'adolescents du groupe LSJPA ne fréquentent pas l'école en comparaison des adolescents du groupe LPJ, x2(1, N  =  74)  =  7,14, p < 0,05. De plus, les adolescents du groupe LSJPA sont significativement plus nombreux que les adolescents du groupe LPJ à présenter un problème d'alcool ou de drogues (x2(1, N  =  74)  =  9,47, p < 0,01), à habiter en centre de réadaptation (x2(1, N  =  74)  =  9,86, p <0 ,01) et en appartement (x2(1, N  =  74)  =  12,24, p <0,05). Comparativement au groupe LPJ, les adolescents du groupe LSJPA présentent également un score moyen significativement plus élevé à toutes les échelles du questionnaire de délinquance autorévélée, soit à l'échelle de violence physique (t(20,41)  =  −3,10, p < ,01, 95 % IC [−6,12, −1,20]), à l'échelle de vandalisme (t(18,96)  =  −2,75, p <0,01, 95 % IC [−3,00, −0,41]) et à l'échelle de vol, t(19,10)  =  −3,79, p <0,01, 95 % IC [−10,66, −3,08]. En contrepartie, les adolescents suivis en vertu de la LPJ sont plus nombreux que les adolescents du groupe LSJPA à habiter en famille d'accueil, x2(1, N  =  74)  =  15,56, p < 0,01. Les tableaux 1 et 2 présentent le détail de ces résultats.

Groupe LPJ vs groupe normatif des jeunes du secondaire. Les analyses effectuées sur les variables communes démontrent que les groupes ne sont pas différents en ce qui a trait au sexe et au montant moyen d'argent reçu par semaine provenant d'une allocation familiale ou d'un travail rémunéré. Les adolescents du groupe LPJ sont toutefois significativement plus nombreux à fumer la cigarette (x2(1, N  =  55)  =  62,74, p < 0,05) et à présenter un problème d'alcool ou de drogues (x2(1, N  =  55)  =  9,64, p < 0,05) que les jeunes du secondaire (Martin et al., 2009).

Groupe LSJPA vs groupe normatif des jeunes du secondaire. Les résultats démontrent qu'il y a significativement plus de garçons dans le groupe LSJPA que parmi les jeunes du secondaire (x2(1, n  =  19)  =  14,74, p < ,05). Les adolescents suivis en vertu de la LSJPA sont également significativement plus nombreux à avoir un revenu inférieur à 10 $ par semaine (x2(1, n  =  19)  =  4,16, p < 0,05), de même qu'un revenu hebdomadaire se situant entre 11 et 30 $, (x2(1, n  =  19)  =  6,17, p < 0,05). Ces adolescents sont également plus nombreux à fumer la cigarette (x2(1, N  =  19)  =  43,32, p < 0,05) et à présenter un problème d'alcool ou de drogues (x2(1, N  =  19)  =  57,90, p < 0,05) que les jeunes du secondaire. Voir les tableaux 1 et 2 pour le détail des résultats.


Fréquence de Participation au Jeu et Problème de Jeu

Groupe LPJ vs groupe LSJPA. Les résultats, détaillés au tableau 3, indiquent que les adolescents du groupe LSJPA sont significativement plus nombreux que ceux du groupe LPJ à avoir participé à un JHA au cours de leur vie, x2(1, N  =  74)  =  4,51, p < 0,05. En effet, 63,6 % des adolescents du groupe LPJ ont participé à des jeux au cours de leur vie alors que près de neuf adolescents sur dix du groupe LSJPA (89,5 %) en ont fait autant. Aucune différence significative entre les groupes n'est ressortie pour la participation au jeu dans les 12 derniers mois. Les deux groupes diffèrent toutefois quant au nombre d'adolescents jouant à des JHA sur une base hebdomadaire. En effet, les adolescents du groupe LSPJA (26,3 %) sont significativement plus nombreux que ceux du groupe LPJ à jouer à cette fréquence (3,6 %), x2(1, N  =  74)  =  8,48, p < ,05.

Bien que le pourcentage de joueurs problématiques chez les adolescents du groupe LSJPA (21,1 %) semble plus élevé que chez les adolescents du groupe LPJ (5,5 %), les résultats ne montrent aucune différence statistiquement significative entre les groupes.

Afin de vérifier l'effet du sexe sur les résultats, les mêmes comparaisons ont été réalisées en utilisant seulement les garçons des deux groupes. Les résultats de ces analyses sont les mêmes que ceux décrits précédemment.

Groupe LPJ vs groupe normatif des jeunes du secondaire. Toujours en se référant au tableau 3, les résultats révèlent qu'il n'y a pas de différence significative entre le nombre d'adolescents du groupe LPJ et de jeunes du secondaire ayant déjà joué à un JHA au moins une fois au cours de leur vie. Les adolescents du groupe LPJ (58,2 %) sont toutefois significativement plus nombreux que ceux du secondaire (37 %) à avoir participé à JHA au cours des 12 derniers mois, x2(1, n  =  55)  =  10,59, p < 0,05. Pour ce qui est du nombre de joueurs problématiques, les résultats ne montrent aucune différence statistiquement significative entre les deux groupes pour cette variable.

Groupe LSJPA vs groupe normatif des jeunes du secondaire. Les adolescents du groupe LSJPA se différencient significativement des jeunes du secondaire en ce qui concerne leur fréquence de jeu. En effet, ils sont plus nombreux que ces derniers à avoir participé à un JHA au cours de leur vie (x2(1, n  =  19)  =  9,63, p < 0,05), à avoir participé à un JHA au cours des 12 derniers mois (x2(1, n  =  19)  =  10,97, p < 0,05) et à jouer sur une base hebdomadaire, x2(1, n  =  19)  =  15,02, p < 0,05. Les adolescents du groupe LSJPA sont également plus nombreux que les jeunes du secondaire à présenter un problème de jeu, x2(1, n  =  19)  =  7,42, p < 0,05.


Perception de L'évolution des Habitudes de Jeu Pendant le Suivi en CJ

Seules les données des adolescents ayant mentionné avoir déjà participé à un JHA au cours de leur vie ont été utilisées pour ces analyses. Les propos de la majorité des joueurs suivis en vertu de la LPJ (N  =  35) révèlent une stabilité dans leurs habitudes de jeu depuis le début de leur prise en charge par le CJ (77,1 %). Par ailleurs, 5,7 % de ces joueurs mentionnent que leurs habitudes de jeu ont diminué pendant leur suivi en CJ, alors que 8,6 % ont observé une augmentation de celles-ci. Finalement, 8,6 % des joueurs suivis en vertu de la LPJ mentionnent ne pas connaître l'effet de leur prise en charge par les CJ sur leurs habitudes de jeu. L'un des deux joueurs ayant perçu une diminution de ses habitudes de jeu attribue celle-ci à l'encadrement offert par son milieu d'hébergement (centre de réadaptation) alors que l'autre ne voit aucune raison pour expliquer cette diminution. En ce qui concerne les raisons à l'origine de l'augmentation des habitudes de jeu, un joueur explique celle-ci par la présence de jeu chez un parent de sa famille d'accueil, alors que les deux autres ne voient aucune raison pour expliquer cette augmentation.

En ce qui concerne la perception de l'évolution des habitudes de jeu des joueurs suivis en vertu de la LSJPA (N  =  17), plus de la moitié des participants (58,8 %) disent n'avoir observé aucun changement dans leurs habitudes de jeu pendant leur suivi en CJ. Toutefois, 29,4 % des joueurs mentionnent que leurs habitudes de jeu ont diminué, alors que 11,8 % confient ne pas savoir comment leurs habitudes de jeu ont évolué dans ce contexte. Tous les joueurs ayant mentionné une diminution de leurs habitudes de jeu attribuent celle-ci à l'interdiction de jouer dans leur milieu d'hébergement et au manque d'argent. Fait à noter, trois des joueurs n'ayant fait état d'aucun changement dans leurs habitudes de jeu depuis leur suivi en CJ indiquent avoir continué à jouer en centre de réadaptation malgré l'interdiction de le faire ; ces joueurs ont mentionné avoir misé de la nourriture ou des vêtements pour pallier le manque d'argent.


Contexte de la Première Expérience de Jeu

Seuls les adolescents ayant déjà participé à une activité de jeu au cours de leur vie ont été inclus dans les analyses de cette section, soit 35 adolescents suivis en vertu de la LPJ et 17 adolescents suivis en vertu de la LSJPA. Il est toutefois à noter qu'une donnée est manquante pour un adolescent du groupe LPJ. Les résultats démontrent que les joueurs des deux groupes rapportent avoir commencé à jouer à un âge équivalent, soit 11,6 ans (ET  =  3,6). De la même manière, ils ont dépensé un montant moyen d'argent équivalent lors de leur première participation au jeu, soit 4,51 $ (ET  =  5,90 $). Le tableau 4 présente les activités de jeu lors de la première participation au jeu des joueurs suivis en vertu de la LPJ et de la LSJPA. À ce chapitre, aucune différence significative n'a été trouvée entre les groupes en ce qui concerne l'activité de jeu lors de la première expérience de jeu, les jeux les plus populaires étant les gratteux, les gageures, les jeux de cartes et les paris sur des jeux d'habiletés.

Les deux endroits où le plus grand nombre de joueurs des deux groupes ont participé pour la première fois à des JHA sont 1) dans la maison familiale (LPJ : 45,5 %; 15 sur 33 et LSJPA : 61,1 %; 11 sur 18), et 2) à l'école (LPJ : 27,3 %; n  =  9 et LSJPA : 16,7 %; n  =  3). De plus, tous les joueurs suivis en vertu de la LSJPA, et la majorité de ceux suivis en vertu de la LPJ (91,4 % [32 sur 35]), mentionnent avoir commencé à jouer en présence d'une autre personne ; la plupart en présence d'un ami ou d'un membre de la famille proche (tableau 5). Les résultats démontrent que les joueurs du groupe LSJPA sont significativement plus nombreux que ceux du groupe LPJ à avoir participé pour la première fois à un JHA en présence d'un ami, x2(1, n  =  53)  =  7,85, p < 0,05. Aucune autre différence significative n'est trouvée entre ces deux groupes pour la personne ou le groupe de personnes présentes lors de la première expérience de jeu.


Raisons Évoquées Pour Expliquer le Début D'une Participation Mensuelle au Jeu

Au total, 14 joueurs suivis en vertu de la LPJ et 11 suivis en vertu de la LSJPA ont mentionné jouer à des JHA sur une base mensuelle. Treize catégories de motifs ont été évoquées par ces joueurs pour expliquer leur passage d'une participation occasionnelle à une participation mensuelle au jeu. Celles mentionnées par le plus grand nombre de joueurs suivis en vertu de la LPJ sont : 1) avoir gagné un montant d'argent ou avoir vu son parent gagner (28,0 %), 2) rêver de gagner un gros montant d'argent (21,4 %), 3) penser s'améliorer au jeu ou se croire le meilleur (21,4 %), 4) avoir plus d'argent de disponible qu'avant (21,4 %), et 5) percevoir le jeu comme une activité agréable (21,4 %). En contrepartie, les catégories de motifs nommées par le plus grand nombre de joueurs suivis en vertu de la LSJPA sont : 1) avoir des amis qui jouent (27,3 %) et 2) manière de passer le temps (18,2 %). Aucune différence significative n'a été trouvée entre les deux groupes en ce qui concerne les motifs nommés pour expliquer le passage d'une participation occasionnelle au jeu à une participation mensuelle. Le tableau 6 présente en détail l'ensemble des catégories de motifs répertoriées auprès des joueurs mensuels des deux groupes.


Discussion

Le but de la présente étude consistait à dresser un portrait détaillé des habitudes de jeu des adolescents suivis en vertu de la LPJ et de la LSJPA, et de comparer leurs habitudes de jeu avec celles des jeunes du secondaire. Pour ce faire, ce projet comprenait quatre objectifs, soit deux objectifs principaux et deux objectifs secondaires.

Le premier objectif principal de l'étude était de comparer les habitudes de jeu actuelles des adolescents suivis en vertu de la LPJ avec celles des adolescents suivis en vertu de la LSJPA. Les résultats montrent que les adolescents suivis en vertu de la LSJPA sont plus nombreux que ceux suivis en vertu de la LPJ à avoir participé au moins une fois à un JHA au cours de leur vie et à participer à ces activités sur une base hebdomadaire. En contrepartie, les adolescents suivis en vertu de la LPJ et ceux suivis en vertu de la LSJPA ne diffèrent pas quant à leur participation à un JHA au cours des 12 derniers mois et au pourcentage d'entre eux présentant un problème de jeu. Étant donné les écarts importants observés dans les pourcentages de participation, il est possible de croire que l'absence de résultat est tributaire d'un manque de puissance statistique occasionné par la petite taille de l'échantillon.

Le deuxième objectif principal était de comparer les habitudes de jeu des adolescents suivis en vertu de la LSJPA et de la LPJ avec celles d'un échantillon normatif formé de jeunes du secondaire. Les résultats indiquent que les adolescents suivis en vertu de la LPJ et ceux suivis en vertu de la LSJPA sont plus nombreux que ceux du secondaire à avoir participé à une activité de jeu au cours des 12 derniers mois. Seuls les adolescents suivis en vertu de la LSJPA diffèrent du groupe normatif d'adolescents sur les autres variables, en étant plus nombreux à avoir participé à un JHA au moins une fois au cours de leur vie, à participer au jeu sur une base hebdomadaire et à présenter un problème de jeu.

Les résultats obtenus aux deux premiers objectifs appuient l'idée que les adolescents suivis en vertu de la LPJ et ceux suivis en vertu de la LSJPA ne peuvent être traités comme une population homogène puisque les adolescents des deux groupes diffèrent quant à la fréquence de leur participation au jeu. En effet, les adolescents suivis en vertu de la LPJ affichent des habitudes de jeu ressemblant beaucoup plus à celles du groupe normatif, alors que les adolescents suivis en vertu de la LSJPA diffèrent du groupe normatif en ce qui a trait à la fréquence de jeu et au pourcentage d'adolescents présentant un problème de jeu. Ceci peut sans doute s'expliquer par le pourcentage élevé d'adolescents suivis en vertu de la LSJPA qui présentent des caractéristiques habituellement associées au jeu pathologique. En effet, l'échantillon d'adolescents suivis en vertu de la LSJPA diffère de celui des jeunes du secondaire, entre autres parce qu'il compte plus de garçons, ce qui constitue un facteur largement documenté dans la littérature comme étant associé aux problèmes de jeu (Blinn-Pike et al., 2010 ; Dickson et al., 2002 ; 2008; Ladouceur et al., 2005; Langhinrichsen-Rohling et al., 2004; Welte et al., 2004). Les adolescents suivis en vertu de cette loi sont également nombreux à consommer la cigarette et à être dépendants de l'alcool ou des drogues. Ainsi, le nombre plus élevé d'adolescents de ce groupe présentant un problème de jeu concorde avec la littérature qui tend à démontrer que l'accumulation de problèmes de dépendance comorbide est un facteur de risque pour le jeu problématique (Blinn-Pike et al., 2010 ; Delfabbro, Lahn, & Grabosky, 2006; Gupta & Derevensky, 1998; Langhinrichsen-Rohling et al., 2004 ; Vitaro et al., 2001; Vitaro, Ferland, Jacques, & Ladouceur, 1998; Vitaro, Wanner, Carbonneau, & Tremblay, 2007).

De manière surprenante, aucun participant ne satisfait aux critères du jeu pathologique. Ceci pourrait sans doute s'expliquer par le type d'instrument de mesure utilisé pour évaluer le jeu pathologique. En effet, l'administration d'un questionnaire de dépistage implique de recueillir la réponse du participant sans sous-questionner ou soulever les incohérences. Cette méthode est moins rigoureuse et moins fiable qu'une entrevue clinique réalisée par un psychologue. Une seconde piste d'explication pourrait s'apparenter à une observation de Ladouceur, Blaszczynski et Pelletier (2004), qui indiquent que les adolescents ne se considèrent pas comme joueurs problématiques, car ils perçoivent leur participation au jeu comme ayant peu de conséquences sur leur vie. Il est donc probable que les adolescents évaluent s'ils présentent ou non un problème de jeu en comparant les conséquences qu'ils subissent en raison de leur participation au jeu avec les conséquences associées à leur consommation d'alcool et de drogues, par exemple. Ainsi, pour qu'un adolescent se considère problématique, la participation au jeu doit engendrer des conséquences autant, sinon plus, importantes que celles engendrées par sa consommation. En contrepartie, la participation au jeu serait perçue comme non problématique lorsque les conséquences associées au jeu sont jugées moins importantes que celles associées à la consommation. Dans une telle circonstance, l'adolescent aura alors tendance à rejeter les énoncés. L'absence de joueurs pathologiques dans le présent échantillon va dans le sens de la polémique entourant la question du jeu à l'adolescence, car en dépit d'une prévalence élevée, il est difficile, sur le terrain, de rencontrer des adolescents présentant un problème de jeu ou des adolescents en traitement (Gupta & Derevensky, 2000; Hardoon, Gupta, & Derevensky, 2003; Tremblay, Stinchfield, Wiebe, & Wynne, 2010).

Le troisième objectif de cette étude était de documenter la perception qu'ont les adolescents de l'évolution de leurs habitudes de jeu depuis le début de leur suivi en CJ. Les résultats indiquent que les adolescents suivis en vertu de la LPJ ou de la LSJPA perçoivent le suivi en CJ comme ayant eu peu d'effet sur le développement ou le maintien de leurs habitudes de jeu. Les adolescents semblent percevoir en effet que le jeu en CJ est bien contrôlé et que le milieu de vie (famille d'accueil, foyer de groupe, centre de réadaptation) ne favorise pas l'émergence de telles habitudes. Bien que la majorité des participants n'aie mentionné aucun changement de leurs habitudes de jeu depuis le début de leur suivi en CJ, il est pertinent de noter que certains adolescents ont mentionné avoir continué à jouer en centre de réadaptation, et ce, malgré l'interdiction de le faire et en dépit du fait qu'aucune ressource pécuniaire ne leur était accessible. Pour ces adolescents, l'indisponibilité de l'argent a été palliée par des paris sans argent où des vêtements ou de la nourriture étaient utilisés comme monnaie d'échange, alors que l'interdiction de jouer en centre de réadaptation a été contournée en s'adonnant à des gageures ou à des paris sportifs, soit des jeux plus difficilement repérables par les intervenants. Cette présence du jeu en dépit des contraintes concorde avec les données recueillies auprès d'une population carcérale où les détenus arrivaient également à contourner l'absence d'argent en misant des biens (nourriture, vêtements, etc. ; Beauregard, Brochu, Cousineau, & Ladouceur, 2008). Puisque l'indisponibilité et l'inaccessibilité tant des JHA que de l'argent n'ont pas dissuadé les adolescents de jouer, il serait intéressant qu'une étude future s'intéresse à l'évaluation de la disponibilité et de l'accessibilité comme variables modératrices à la participation au jeu (pouvant favoriser la diminution ou l'augmentation) plutôt qu'en tant que facteur de risque au développement de problème de jeu. Il est toutefois important de rappeler que les informations recueillies concernant l'effet du passage en CJ sur les habitudes de jeu sont subjectives et concernent la perception des adolescents. Il serait donc important d'évaluer de manière objective cet effet à l'aide d'un protocole longitudinal, par exemple.

Le dernier objectif consistait à documenter les raisons et le contexte conduisant les adolescents suivis en vertu de la LPJ ou de la LSJPA à une première expérience de jeu ainsi qu'à une participation mensuelle au jeu. Tel qu'il a été établi par l'ISQ en 2008, l'âge moyen de la première participation à un JHA des adolescents suivis en vertu de ces lois est d'environ 11 ans et demi (Martin et al., 2009). Par contre, comme la majorité des adolescents des deux groupes disent avoir fait leur première expérience de jeu à la maison ou à l'école, sous le regard des adultes, il est possible de croire qu'ils ne sentent pas le besoin de se cacher pour jouer à certains JHA. Ce résultat va dans le même sens que ceux rapportés par Ladouceur, Dubé et Bujold (1994), qui mentionnent que la moitié des parents sait que leurs enfants participent à des JHA et qu'ils n'y voient pas de problème.

Toujours concernant le contexte de la première participation au jeu, les résultats montrent que les adolescents ayant participé à un JHA au cours de leur vie, soit l'ensemble des jeunes suivis en vertu de la LSJPA et presque tous ceux suivis en vertu de la LPJ, disent avoir commencé à jouer en présence d'une autre personne. De plus, la moitié de ces adolescents a commencé à jouer en compagnie d'une personne significative, soit un ami proche ou un parent. Ce résultat rejoint les écrits scientifiques révélant que d'avoir des personnes significatives qui participent à des JHA dans son entourage constitue un facteur de risque pour la participation au jeu et pour le développement de problèmes de jeu (Barnes et al., 2005; Langhinrichsen-Rohling et al., 2004; Vitaro et al., 2001).

Plusieurs raisons ont été mentionnées par les joueurs mensuels suivis en vertu de la LPJ ou de la LSJPA pour expliquer le contexte à l'origine du passage d'une participation occasionnelle à une participation mensuelle au jeu. Les raisons mentionnées par les adolescents suivis en vertu des deux lois concordent avec les facteurs de risque retrouvés dans la littérature, notamment la disponibilité des jeux et de l'argent (Chevalier, 2003; Martin et al., 2009), la participation au jeu des amis (Barnes et al., 2005; Langhinrichsen-Rohling et al., 2004; Vachon et al., 2004; Vitaro et al., 2001) et avoir gagné un montant d'argent (Vitaro et al., 2004; Welte et al., 2004). En contrepartie, l'une des raisons les plus populaires est de percevoir une amélioration de ses habiletés au jeu, de posséder des trucs ou de penser être le meilleur au jeu, ce motif ne figurant pas de manière explicite parmi les facteurs de risque les plus souvent mentionnés dans la littérature. Toutefois, il rejoint la théorie cognitive élaborée par Ladouceur, Dubé, Giroux, Legendre et Gaudet (1995) qui postule que la présence de croyances erronées (ici, la croyance de pouvoir s'améliorer en jouant à des JHA) contribue au développement et au maintien des problèmes de jeu. L'importance que les adolescents accordent à l'habileté porte à croire que la notion de hasard, qui caractérise les JHA, est mal comprise et qu'il pourrait être avantageux de mieux les informer sur la place des habiletés dans les JHA. Ceci s'avère d'autant plus important que les JHA diffèrent dans la part d'habileté qu'ils requièrent, ce qui peut augmenter la difficulté à cerner le niveau d'habileté requis surtout pour un adolescent ayant besoin de se sentir compétent. Il pourrait donc s'avérer pertinent d'informer ces adolescents sur la part de hasard présente dans les différents JHA, notamment au poker, jeu qui est généralement perçu comme un jeu d'habileté.

La présente étude comporte certaines limites dont la principale concerne la taille du groupe LSJPA. En effet, le petit nombre de participants dans ce groupe a rendu impossible la réalisation d'analyses utilisant des covariables. Ainsi, il est difficile de savoir si les résultats obtenus demeureraient significatifs si les variables sociodémographiques différenciant les deux groupes étaient contrôlées dans les analyses. Il est à noter que cette limite a été en partie palliée par des analyses réalisées seulement avec les garçons inclus dans les deux groupes (LPJ et LSJPA). Celles-ci ont permis de rejeter la possibilité que les différences présentes entre le groupe LPJ et LSJPA et le groupe LSJPA soient attribuables à la proportion plus élevée de garçons dans le groupe LSJPA. Une autre limite touche le groupe de comparaison, qui est un échantillon normatif et non un troisième groupe recruté auprès d'un échantillon d'adolescents du secondaire soumis aux mêmes conditions expérimentales. De ce fait, il est possible que les différentes méthodes expérimentales aient occasionné des biais et ainsi expliqué certaines différences observées entre les groupes CJ et le groupe normatif de jeunes du secondaire.

De plus, la procédure de recrutement utilisée au CJ de Québec ne permet pas de connaître le nombre d'adolescents ayant été sollicités pour participer à l'étude. Qui plus est, elle ne permet pas de savoir si les adolescents sollicités présentaient des caractéristiques particulières en ce qui a trait à leurs habitudes de jeu. Deux précautions importantes ont été prises pour pallier ce possible biais. Tout d'abord, tous les intervenants ont été rencontrés et informés des objectifs de l'étude et des critères de sélection des participants avant le début du recrutement. De plus, les analyses réalisées à partir de la banque de données anonymisées fournie par les CJ ont démontré que les adolescents ne se différenciaient pas de l'ensemble des adolescents suivis sous les deux lois sur la majorité des variables disponibles. Par ailleurs, les adolescents suivis en vertu de la LSJPA, considérés comme étant « dangereux » par les intervenants, n'ont pu être rencontrés pour ce projet. Ainsi, il est impossible de savoir si ces adolescents présentaient des caractéristiques distinctes en ce qui a trait à leurs habitudes de jeu.

Malgré ces limites, la présente étude a permis de faire ressortir un sous-groupe d'adolescents à risque pour le développement de problèmes de jeu, soit les adolescents suivis en vertu de la LSJPA. La désignation de ce sous-groupe à risque est d'intérêt et rejoint les recommandations de Shaffer, LaBrie, LaPlante, Nelson et Stanton (2004), lesquelles postulent qu'il est temps de s'attacher à la désignation de sous-groupes à risque afin de réaliser des programmes de prévention ciblés et de contribuer à diminuer l'incidence des problèmes de jeu. Puisque les adolescents suivis en vertu de la LSJPA et de la LPJ ne constituent pas une population homogène, les programmes de prévention devraient être adaptés et tenir compte des caractéristiques spécifiques de chacune de ces sous-populations. Comme les adolescents suivis en vertu de la LSJPA constituent un groupe particulièrement à risque de développer un problème de jeu, ce sous-groupe devrait être ciblé en priorité. À la lumière des résultats obtenus dans cette étude, une intervention ciblée devrait inclure la démystification de la notion d'habileté dans les JHA, car plusieurs adolescents ont mentionné avoir augmenté leur participation au jeu parce qu'ils se sentaient habiles et possédaient des trucs pour gagner. Après l'implantation d'un programme pour les adolescents suivis en vertu de la LSJPA, une évaluation exhaustive pourrait, entre autres, servir à vérifier s'il pourrait être adapté pour les adolescents suivis en vertu de la LPJ, qui gagneraient aussi à recevoir un programme de prévention au jeu pathologique.


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Figures
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Figure 1 

Diagramme des adolescents qui ont passé l'entrevue. LSJPA : Loi sur le système de justice pénale pour les adolescents. LPJ : Loi sur la protection de la jeunesse. *La procédure de recrutement établie par les CJ fait toutefois en sorte qu'il est impossible de savoir si les 957 autres adolescents satisfaisant aux critères de sélection ont bel et bien été sollicités. **De la même manière, il est impossible d'établir le pourcentage exact de refus exprimé par les parents par rapport au pourcentage de refus exprimé par les adolescents.


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Figure 2 

Répartition des adolescents dans les deux groupes. LSJPA : Loi sur le système de justice pénale pour les adolescents. LPJ : Loi sur la protection de la jeunesse.



Tables
Tableau 1 

Variables sociodémographiques et facteurs de risque au jeu pathologique selon les lois


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Tableau 2 

Variables sociodémographiques et facteurs de risque au jeu pathologique selon les lois


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Tableau 3 

Fréquence de jeu et pourcentage de joueurs problématiques selon les lois


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Tableau 4 

Activités de jeu choisies par les joueurs lors de la première participation au jeu selon les lois


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Tableau 5 

Personne(s) présente(s) avec le joueur lors de sa première participation au jeu selon les lois


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Tableau 6 

Raisons expliquant le passage d'une participation occasionnelle à une participation mensuelle au jeu selon les lois


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