Pour s’enfarger dans les fleurs du tapis : quatre études de prévalence incomparables

Une quatrième étude provinciale de prévalence des problèmes de jeu vient d’être publiée pour 2009.

En 1996, il était possible de comparer avec l’étude de 1989. La prévalence à vie du jeu pathologique avait augmenté de 75%. La puissance statistique était cependant « borderline ».

En 2002, l’utilisation d’un outil de dépistage différent a amoindri la comparabilité. L’administration des tests de dépistage a aussi soulevé des doutes majeurs quand à la validité des données. C’était beaucoup d’argent dépensé pour presque rien.

En 2009, les comparaisons sont rendues, à toutes fins pratiques, impossibles. Entre l’étude de 2002 et celle de 2009, la seule constante scientifiquement observable est la multiplication des obstacles qui empêchent les scientifiques de conclure.

Obsolète ou pas, l’omission du test de dépistage appelé SOGS (South Oaks Gambling Screen) est injustifiable. Sans ce test, la comparaison avec les données actualisée de 1996 est irréaliste. L’étude de 1996 est pourtant la dernière étude de prévalence valide.

Que dirait-on d’un vendeur de char usagé à qui on demanderait quel est le kilométrage inscrit à l’odomètre d’un véhicule et qui répondrait que cette automobile fait encore du 100km/heure? On ne répond pas à une question sur la distance parcourue en discutant uniquement de vitesse. Or, c’est ce que tentent de faire les auteurs de l’étude de 2009. La prévalence mesurée sur une période de 12 mois indique combien de joueurs sont présentement en difficulté. Cela nous renseigne à quel point une politique d’exploitation du jeu concrétise ou génère actuellement des problèmes dans une population. Cela ne nous renseigne pas beaucoup sur ceux qui sont entrés et sortis du jeu pathologique entre 2003 et 2007. Ces gens ne figurent nulle part dans l’étude.

Le rapport de l’étude de 2009 traite uniquement de la prévalence mesurée sur 12 mois. Dans ce cas, des taux identiques révèlent surtout que la politique de gestion continue de créer des problèmes au même rythme qu’auparavant. À chaque année, un nombre identique de nouveaux joueurs s’ajoute à ceux qui éprouvent, ou ont déjà éprouvé, des problèmes de jeu. Le taux de prévalence sur douze mois peut tromper en donnant une fausse impression de stabilité. Une analyse convaincante aurait exigé un examen approfondi de la prévalence à vie en fonction de toutes les études précédentes, notamment celles de 1989 (avant les casinos et les ALV) et de 1996 (avant Internet). Avec l’étude de 2009, c’est impossible.

Avant d’examiner plus en détails les résultats de 2009, il est utile de rappeler deux problèmes majeurs révélés par les études de 1996 (pondération insuffisante) ainsi que de 2002 (diagnostics invalides) et qui semblent avoir été complètement ignorés lors de l’étude de 2009.

En 1996, la technique de pondération ne tenait pas compte du niveau de scolarité. Le taux de prévalence à vie du jeu pathologique rapporté dans l’étude initiale était de 2,1%. En 2004, lorsque j’ai eu à examiner cette banque de données en fonction de données normatives incluant le niveau de scolarité, le taux de prévalence actualisé a grimpé à 2,8%. L’échantillon de 1996 comprenait trop d’universitaires, et cela a faussé les estimés. En 2002, l’échantillon englobait aussi trop d’universitaires sans que cela ne soit corrigé. En 2009, les auteurs ne nous donnent même pas l’occasion de vérifier l’équilibre de l’échantillon, non seulement en ce qui a trait à la scolarité, mais aussi en ce qui concerne plusieurs autres variables qui ont un impact sur les taux de prévalence des problèmes de jeu, tels que l’état civil, le statut d’emploi, le revenu familial. Les données présentées sont trop parcellaires. Pour ce faire, il était nécessaire de mentionner des données sociodémographiques incluant les non-joueurs.

Durant l’étude de 2002, la cueillette des données diagnostiques a été confiée à une firme de sondage plutôt qu’à des étudiants gradués en psychologie qui, eux, sont raisonnablement formés pour dépister les indices de jeu pathologique. En 2002, les auteurs ont eu la sagesse de vérifier à quel point la firme de sondage a adéquatement codifié les indices cliniques. Il s’est avéré que 82% des personnes identifiées comme joueurs probablement pathologiques ne l’étaient pas vraiment (faux positifs), et que 57% (4 sur 7) des joueurs réellement pathologiques avaient été codifiés comme étant des joueurs sains (faux négatifs). De la même manière, l’étude de 2009 a confié la cueillette des données à une firme de sondage sans qu’il ne soit expliqué comment, cette fois, on aurait pu éviter le problème des diagnostics majoritairement incorrects. Les auteurs spéculent sur des diagnostics plausiblement aussi faux que lors de l’étude de 2002.

Ces deux problèmes techniques sont si majeurs que cette analyse pourrait s’arrêter ici. Sans solutionner ces deux difficultés, l’étude de 2009 ne vaut presque rien. Mais, parce que les auteurs le font quand même, il est approprié de faire quelques autres observations.

En 2009, la période de la cueillette des données s’étend entre le 8 juin et le 27 août, c’est-à-dire uniquement durant la période estivale. En 2002, la cueillette des données a été répartie entre mai et novembre. Interroger plus de vacanciers n’aide pas à convaincre de la prédisposition des répondants à répondre avec précision.

Le tableau 6 affiche des pourcentages qui devraient avoir été calculés avec un dénominateur commun : 8450. Or, les pourcentages rapportés ne sont pas proportionnels aux fréquences mentionnées. Par exemple, 60 correspond à 0,7% et non 0,9%. Cent trente-quatre (134) correspond à 1,6% et non 1,9%. S’agit-il d’erreurs de calcul ou de données non pondérées? Le texte ne permet pas de résoudre cette énigme. Il y a aussi une coquille dans le texte qui précède le tableau 1.

Dans la dernière colonne du tableau 4, les auteurs présentent un intervalle de confiance en ce qui concerne des fréquences de jeu. Ce type de calcul présume que la distribution a un mode central. C’est rarement le cas des fréquences de jeu alors que la majorité des gens jouent peu, et qu’il y a continuellement moins de gens au fur et à mesure qu’on prend en compte des fréquences de jeu plus élevées. Il est fort à parier qu’aucun de ces intervalles ne nous renseigne adéquatement sur le comportement normatif de 95% des joueurs.

À la page 36, les auteures indiquent qu’elles n’avaient pas accès à la banque de données de 2002. Cette affirmation est très étonnante. À titre de chercheur, j’ai eu à faire quelques demandes aux détenteurs de cette banque. Ceux-ci ont toujours tâché de collaborer au mieux des limites qu’impose la confidentialité des données. Il suffisait de demander.

Néanmoins, en conséquence de cette ignorance, les auteures proposent, à la page 36, une méthode sans puissance statistique, et donc biaisée à la faveur d’une absence de différence statistiquement significative : « En fait, lorsque l’estimé obtenu en 2002 se retrouve dans l’intervalle de confiance produit dans cette enquête, nous pouvons conclure à une absence de différence significative entre les résultats obtenus en 2002 et ceux de cette enquête et à une stabilité du phénomène à l’étude. »

Mais, quiconque a pris le temps de lire les rapports de l’étude de 2002 sait qu’il y a, à la page 13 du premier rapport (Ladouceur et al., 2004), tout ce qu’il faut pour calculer les intervalles de confiance que les auteures disent manquants. En 2002, il y avait 81 (0,9%) joueurs à risque parmi 8,828 répondants, ainsi que 70 (0,8%) joueurs probablement pathologiques. Cela donne des intervalles respectifs de {0,7% - 1,1%} et de {0,6% - 1,0%}.

En faisant les calculs appropriés, malgré que la publication d’estimés plus précis aurait été utile, on constate que la proportion des joueurs pathologiques semble être restée la même, mais que la proportion des joueurs à risque pourrait avoir considérablement augmenté. Dans ce dernier cas, le résultat recalculé est à l’orée du seuil de signification. En contrepartie, si au lieu d’examiner la proportion des joueurs à risque parmi l’ensemble de la population, on étudie plutôt cette proportion parmi les seuls joueurs, on constate une proportion statistiquement augmentée entre 2002 et 2009.

En termes d’estimés populationnels, au Québec, il y avait environ 43 900 joueurs probablement pathologiques en 2002, et 40 900 en 2009. Cette diminution n’est pas statistiquement significative. Par contre, il y avait 50 750 joueurs à risque en 2002, et ce groupe de joueurs a augmenté à 81 500 en 2009. C’est environ 30 000 joueurs à risque de plus, bref 61% de plus.

Les données financières confirment la fragilisation des joueurs qui, en raison de dépenses croissantes, passent vraisemblablement plus facilement de la catégorie des joueurs sains vers la catégorie des joueurs à risque. Considérons d’abord l’argent perdu dans les appareils de loterie vidéo.

En 2002, les joueurs rapportaient dépenser annuellement une moyenne de 884 dollars. En 2009, ceux-ci affirment en dépenser 1388. C’est une augmentation de 57%. Cinq cents dollars de plus n’est pas si grave? Mais, dans la réalité, ce n’est pas 500 dollars annuellement. C’est un phénomène bien connu des chercheurs. Les joueurs sur ALV ne rapportent qu’environ le tiers de leur dépense réelle. En 2001-2002, un estimé de 431 400 joueurs sur ALV ont rapporté 1,068 milliards de dollars à Loto-Québec … uniquement pour les ALV. Cela représente une dépense annuelle de 2 475 dollars par joueur. En 2008-2009, un estimé de 285 233 joueurs sur ALV ont rapporté 1,063 milliards de dollars à Loto-Québec. Cela représente une dépense annuelle 3 726 dollars, soit une augmentation de 1 251 dollars (51%). Entre 2002 et 2009, les revenus des ALV se sont maintenus. Par contre, le nombre de joueurs est passé de 431 400 à 285 233. Sans équivoque, les joueurs sur ALV ont considérablement augmenté leurs dépenses.

En faisant un calcul identique pour les machines à sous des casinos, l’augmentation est de 68%; alors qu’on observe une diminution de 6% pour les loteries ordinaires. La dépense sur les activités de jeu dangereuses a augmenté tandis que la dépense sur les activités inoffensives diminue. Dans ce contexte, il est irréaliste de croire que les problèmes de jeu sont demeurés inchangés au Québec. Au rythme où les joueurs dépensent sur les appareils électroniques de jeu, on développe d’autant plus vite un problème de jeu que les revenus ne permettent pas d’absorber une dépense croissante. Si les diagnostics sont valides, et seulement s’ils le sont, on a ici l’indice que les problèmes commence à atteindre de plus en plus la classe moyenne au lieu des classes défavorisées.

L’étude de 2009 suggère que la dépense au poker serait plus élevée que la dépense sur les appareils électroniques de jeu. En fait, les joueurs ont rapporté avoir dépensé annuellement 2 614 dollars dans l’ensemble des activités de poker. Cet estimé ne correspond sans doute pas à la perte au jeu, mais plutôt aux montants misés. Dans le tableau 5, à la page 21, on apprend que 78% des activités de poker se déroulent dans les résidences. Les Québécois jouent surtout entre amis. Il n’y a pas d’établissement qui conserve une cote sur les paris. Il s’agit alors d’une activité à espérance nulle de gain. Cela signifie que la dépense moyenne pour ces joueurs est égale zéro. Dans les bars, une bonne partie du poker se déroule dans des tournois à deux dollars. Sur Internet, la plupart des tournois de poker ne coûtent que quelques dollars de frais d’inscription. On joue ensuite avec des montants symboliques. En conséquence, il n’apparaît pas réaliste d’accepter que les activités de poker totalisent vraiment en 2009 une dépense annuelle individuelle de 2 614 dollars.

En conclusion, l’étude de 2009 manifeste les mêmes lacunes que les études de 1996 et de 2002, en particulier celle de 2002. On spécule sur des diagnostics plus qu’incertains. On analyse des auto-évaluations financières sans se référer aux données des rapports annuels. On privilégie des méthodes sans puissance statistique pour conclure à une absence de variation. C’est manifestement une étude à refaire.