Toutefois, ils signalent immédiatement que le risque de biais méthodologique dans une approche telle que celle que nous proposons est loin d’être négligeable (Niveau, Laureau, 1999,441). Dans cette réponse, nous tenterons de démontrer que ces biais méthodologiques sont si importants qu’ils rendent complètement invalide la conclusion susmentionnée.

Évidemment, nous sommes conscients que la politique en matière de toxicomanie constitue un domaine sensible et qu’il est souvent difficile de présenter des résultats qui vont dans une certaine direction sans se faire accuser d’être l’avocat de cette dernière. Pour ces raisons, nous nous concentrerons uniquement sur les faiblesses méthodologiques de la recherche de Niveau et Laureau (1999). Qu’il soit donc bien clair que nos critiques ne visent pas à attaquer personnellement ces auteurs – pour qui nous avons le plus grand respect [1] – ni à défendreles cures de substitution [2].

L’idée selon laquelle la substitution par la méthadone diminuerait la criminalité liée à la nécessité absolue, pour les personnes dépendantes, de se procurer de l’héroïne est avancée par ces auteurs dès la fin des années soixante (Dole et al., 1968). L’argument est simple, logique et séduisant... (Niveau, Laureau, 1999,437).

Il est vrai que cet argument est simple, mais prenant en considération la suite de l’article étudié, il nous semble nécessaire de le préciser encore. Il s’agit d’une hypothèse dont la formulation la plus élémentaire peut être la suivante : si des toxicomanes [3] reçoivent de la méthadone, alors ils n’auront pas besoin de commettre des délits pour se procurer l’argent pour acheter de l’héroïne. Remarquons que cette hypothèse considère qu’il y aura une diminution de la délinquance des toxicomanes traités, c’est-à-dire de ceux qui suivent une cure de substitution.

Pour tester une telle hypothèse, il est donc nécessaire de mesurer la délinquance des toxicomanes traités avant et après le début de la cure de substitution. Ce modèle expérimental a été appliqué, par exemple, dans le cadre de l’étude comparative des programmes de prescription de méthadone en Suisse romande (Dauwalder et al., 1997) et pour l’évaluation des essais suisses de prescription d’héroïne sous l’angle de la délinquance (Aebi et al., 1999; Killias, Uchtenhagen, 1995; Killias et al., 1999). Le modèle expérimental idéal comprendrait en outre un groupe comparable de toxicomanes qui ne suivraient pas une cure de substitution – appelé groupe de contrôle, par opposition au groupe qui suit la cure de substitution, appelé groupe expérimental –, même si dans la pratique il s’avère très difficile de recruter un tel groupe (Killias, Uchtenhagen, 1995). Malheureusement, aucun de ces modèles n’a été utilisé par Niveau et Laureau (1999). Ces derniers commettent leur première erreur méthodologique en rendant floue l’hypothèse de départ au moment d’établir la manière de la tester :

Le lecteur notera que cette formulation est bien plus ouverte que la précédente. En effet, il ne s’agit plus de la délinquance des toxicomanes traités, mais de la délinquance liée à la toxicomanie qui constitue incontestablement un concept beaucoup plus large. Allant encore plus loin dans cette direction, Niveau et Laureau (1999) affirment :

Concrètement, cela signifie que Niveau et Laureau (1999) ont procédé à une analyse de régression linéaire simple dans laquelle la variable dépendante est la délinquance liée à la toxicomanie – mesurée d’après le nombre de détenus entrants qui nécessitaient un traitement de sevrage ou la poursuite d’une cure de maintenance(Niveau, Laureau, 1999,440) dans le canton de Genève – et la variable indépendante est la substitution par la méthadone – mesurée d’après le nombre de cures de substitution en cours dans le même canton [4]. Rappelons que l’analyse de régression linéaire simple permet d’étudier et de mesurer la relation existant entre deux variables et que son but est d’estimer les valeurs d’une des variables – appelée variable dépendante – à l’aide des valeurs de l’autre – appelée variable indépendante. De cette manière, la variable indépendante est utilisée pour expliquer les variations de la variable dépendante (Dodge, 1993,296-297).

Arrivé à ce point, le lecteur aura remarqué que l’argument de départ – théoriquement « simple, logique et séduisant » – a été complètement dénaturalisé. Au lieu de mesurer la délinquance des toxicomanes en cure de substitution, la variable dépendante s’avère être un indicateur du nombre de toxicomanes identifiés comme délinquants par les autorités du système de justice pénal genevois. Dans le modèle expérimental idéal décrit plus haut, ce procédé revient non seulement à mélanger le groupe expérimental avec le groupe de contrôle, mais aussi avec des personnes qui ne participent même pas à l’expérience. Imaginons, par exemple, qu’un chercheur décide de tester l’efficacité d’un médicament destiné à guérir une certaine maladie. D’après ce qui a été dit précédemment, la procédure idéale consisterait tout d’abord à établir deux groupes comparables de patients souffrant de la maladie en question. Ensuite on administrerait le médicament à un seul de ces groupes pendant un certain temps. Finalement, on évaluerait l’état de santé des deux groupes afin de pouvoir les comparer et déterminer si le traitement a eu un effet – positif ou négatif – ou non sur l’évolution de la maladie. Mais, dans aucun cas, on ne mesurerait l’effet de ce traitement en prenant en considération le nombre de personnes souffrant de cette maladie traitées dans les hôpitaux de la ville. En effet, ce faisant on risquerait de mettre ensemble des personnes du groupe expérimental, des personnes du groupe de contrôle et même d’autres personnes qui pourraient souffrir de la maladie étudiée, de sorte que l’on ne pourrait plus savoir si leur état de santé a un rapport ou non avec le traitement étudié [5].

De cette manière, ce n’est plus l’hypothèse formulée plus haut qui a été retenue par Niveau et Laureau (1999), mais plutôt la suivante : si un groupe de toxicomanes reçoit de la méthadone, alors on devrait constater une diminution du taux de toxicomanes parmi les personnes incarcérées par les autorités. Cette hypothèse englobe en quelque sorte l’hypothèse de départ – ou, pour être plus précis d’un point de vue méthodologique, l’utilise comme hypothèse auxiliaire [6] – puisqu’elle suppose que les toxicomanes qui suivent une cure de substitution ne commettront plus de délits et ne seront donc plus parmi les personnes incarcérées par les autorités. Ainsi, la diminution du taux de toxicomanes parmi les personnes incarcérées devrait avoir un rapport avec le nombre de toxicomanes qui suivent une cure de substitution; mais il serait erroné de croire qu’elle serait directement proportionnelle à ce nombre puisque ceci impliquerait que tous les toxicomanes qui suivent une cure de substitution sont des délinquants, ce qui n’est évidemment pas le cas [7]. Néanmoins, le problème avec ce raisonnement est qu’il présuppose que le nombre total de toxicomanes dans la population générale reste stable durant la période étudiée [8].

Pour mieux expliquer cette erreur méthodologique, reprenons l’exemple donné plus haut et supposons que le médicament utilisé pour le traitement s’avère d’une efficacité redoutable de sorte que tous les patients traités guérissent. Pour simplifier l’explication nous supposons qu’au début de sa recherche, notre chercheur a constaté que, dans les hôpitaux de sa ville, on compte 200 personnes souffrant de la maladie en question, mais il n’administre le traitement qu’à 100 d’entre elles. Ensuite, de manière conséquente avec la méthodologie que nous critiquons, il relève encore une fois, quelques mois plus tard, le nombre de patients traités dans les hôpitaux. À ce moment, si la maladie ne s’est pas propagée parmi la population qui n’était pas malade au début de sa recherche, il devrait constater une diminution de 50% des patients. En revanche, si entre-temps la maladie s’est répandue dans la ville et a fait, par exemple, une centaine de nouvelles victimes, la diminution serait nulle puisqu’il y aurait toujours 200 personnes malades. Cet exemple montre clairement la faiblesse d’une méthodologie analogue à celle de Niveau et Laureau (1999) puisqu’elle mènerait à interpréter l’absence de diminution du nombre de malades comme une preuve de l’inefficacité du traitement, alors que celui-ci est efficace à cent pour cent, comme le montre le fait que tous les patients qui l’ont suivi ont été guéris.

Ainsi, les analyses statistiques de Niveau et Laureau (1999) exigent comme condition nécessaire – mais non suffisante – pour être valides que le nombre de toxicomanes dans la population soit resté stable durant la période étudiée [9]. Mais peut-on accepter que le nombre de toxicomanes à Genève soit resté stable entre 1983 et 1997 ? Il semble presque superflu d’indiquer que l’on ne trouve dans la littérature scientifique aucun auteur qui réponde par l’affirmative à cette question. Se référant à peu près à la période étudiée, mais prenant en considération l’ensemble de la Suisse, l’Office fédéral de la santé publique (OFSP, 1997) estimait que le nombre de toxicomanes qui consommaient quotidiennement des drogues dures, notamment de l’héroïne et de la cocaïne, était passé de 5700 en 1979 à 25000 en 1989 et à 30000 en 1992/1993 et semblait stable depuis lors. Ceci met en évidence que les analyses statistiques de Niveau et Laureau (1999) ne sont pas pertinentes. Or, du moment où leurs conclusions se fondent sur l’interprétation de ces analyses, il est clair qu’elles ne peuvent pas être valides. Dans cette perspective, nous pourrions arrêter notre critique ici même. Pourtant, nous considérons que, pour être constructive, toute critique doit proposer des solutions alternatives. Pour cette raison, nous tenterons dans un premier temps d’interpréter les données de Niveau et Laureau (1999) à la lumière de l’évolution susmentionnée du nombre de toxicomanes dans la population et, dans un deuxième temps, d’introduire des indicateurs indirects de cette évolution, ce qui nous permettra de conduire des analyses statistiques plus appropriées sur l’ensemble des données. Mais, avant cela, nous aimerions présenter les principaux problèmes de validité des indicateurs [10] retenus par Niveau et Laureau (1999) pour opérationnaliser – c’est-à-dire pour rendre mesurables – les variables étudiées dans leur article.

Ceci nous conduit à considérer de manière plus détaillée ce dernier indicateur qui a été utilisé comme variable dépendante lors de l’analyse de régression simple. Niveau et Laureau (1999,439) indiquent que son principal défaut réside dans le fait qu’il n’inclut pas les cas de délinquance mineure. À notre avis, ses limitations passent d’abord par le fait qu’il n’exclut pas le double comptage. En effet, d’après les indications données dans l’article, on ne peut pas exclure qu’une personne incarcérée deux fois pendant la même année soit comptée deux fois dans le total. Ce défaut est particulièrement grave parce qu’il s’agit d’un indice de la prévalence des personnes en cure de substitution qui devrait également permettre de mesurer la pénétration de ces cures au sein de la population toxicomane (Niveau, Laureau, 1999,441). Ensuite, on ne peut pas non plus exclure qu’une augmentation du nombre de toxicomanes incarcérés soit due à une efficacité accrue des contrôles policiers dans les milieux de la drogue. Il s’agit dans ce cas d’une limitation typique de tout indicateur de la criminalité basé sur les contacts avec le système de justice pénale. De même, par définition les toxicomanes incarcérés font partie d’un ensemble plus vaste constitué par les personnes incarcérées à Genève. Mais Niveau et Laureau (1999) étudient l’évolution du nombre de toxicomanes incarcérés sans tenir compte de l’évolution du nombre total de personnes incarcérées. Or, il semble logique de supposer que ces deux mesures soient corrélées, dans ce sens que, toutes choses étant égales par ailleurs, une augmentation du nombre de toxicomanes incarcérés ferait augmenter le nombre total de personnes incarcérées, mais en même temps une augmentation du nombre total de personnes incarcérées – à la suite d’une recrudescence de la délinquance – pourrait être accompagnée d’une augmentation proportionnelle du nombre de toxicomanes incarcérés. Dans ce dernier cas, il faudrait encore déterminer si l’augmentation du nombre de toxicomanes incarcérés est proportionnelle ou non à l’augmentation du nombre de personnes incarcérées; mais aucune de ces hypothèses ne peut être testée avec les données de Niveau et Laureau (1999).

Finalement, signalons que l’indicateur de la délinquance retenu par ces chercheurs ne concerne que le nombre de personnes incarcérées, c’est-à-dire qu’il mesure la prévalence de la délinquance et laisse de côté le problème fondamental de l’incidence de cette dernière, c’est-à-dire le nombre de délitscommis par ces personnes. Cette limitation doit être considérée comme capitale puisqu’il est connu qu’un nombre réduit de personnes très engagées dans la délinquance peut être responsable d’un grand nombre de délits. En ce qui concerne les toxicomanes, ce phénomène a été mis en évidence lors de l’évaluation des essais suisses de prescription d’héroïne où tous les indicateurs de la délinquance utilisés – données de police, du casier judiciaire et autoreportées – montraient qu’avant le début de leur traitement, les toxicomanes participant aux essais étaient responsables d’un nombre extrêmement élevé de délits; de même, une fois le traitement en cours, la diminution de l’incidence de la délinquance a été beaucoup plus marquée que celle de la prévalence (voir Aebi et al., 1999; Killias et al., 1999) [11]. Ainsi, le fait de savoir que le nombre de toxicomanes incarcérés a augmenté durant une certaine période ne nous permet pas de déduire de manière précise l’évolution du nombre total de délits commis par des toxicomanes, nombre qui dépend notamment des caractéristiques des toxicomanes délinquants incarcérés et des toxicomanes délinquants en liberté. Dans cette perspective, il nous semble nécessaire de rappeler que la délinquance se traduit par une diminution de la qualité de vie de l’ensemble de la population et que d’un point de vue purement pragmatique la priorité doit être donnée à la réduction du nombre total de délits dont la société est victime. Pour cette raison, il est fondamental, lors de l’évaluation d’un programme comme celui qui nous occupe, de disposer d’un indicateur de l’incidence de la délinquance pour la population étudiée.

En somme, la validité des indicateurs retenus par Niveau et Laureau (1999) semble assez douteuse. Néanmoins, nous tenterons de les utiliser dans les prochains paragraphes. En effet, nous savons que tous les indicateurs de la criminalité présentent des limitations qui les empêchent d’être entièrement valides (voir Aebi, 1999), mais parfois il est impossible d’avoir à disposition des indicateurs plus performants. Toutefois, il faudra tenir compte de ces limitations au moment d’évaluer la portée des conclusions qui pourront être tirées de notre analyse.

Logiquement, si cette hypothèse n’était pas corroborée par les données, ceci n’impliquerait pas – comme le soutiennent Niveau et Laureau (1999) – que les cures de substitution à la méthadone n’ont pas d’influence sur la délinquance des toxicomanes. En effet, selon la démarche classique dans la recherche scientifique (voir notamment Popper 1973/1935), à partir de ce constat, les chercheurs pourraient, par exemple, proposer d’augmenter le pourcentage de toxicomanes traités ou bien suggérer que l’on choisisse, pour ce traitement, les toxicomanes les plus impliqués dans la délinquance, et ceci dans l’optique de tester à nouveau, quelque temps après, l’effet que de telles mesures pourraient avoir sur la délinquance.

Étant donné que l’hypothèse reformulée ne concerne qu’une période de cinq années, nous ne procèderons pas à des analyses statistiques, mais à une présentation graphique des données de Niveau et Laureau (1999) [12]. Ainsi, en ce qui concerne le taux de toxicomanes incarcérés, on observe dans le graphique 1 que la valeur maximale a été enregistrée en 1993 et qu’elle a été suivie d’une diminution assez marquée qui se prolonge jusqu’à 1996. Niveau et Laureau (1999, 441) soutiennent que cette diminution s’explique par l’arrêt des incarcérations pour amendes impayées à compter de juillet 1992 et non par une variation notoire de la politique de traitement par substitution. Mais, si la diminution est due à l’arrêt des incarcérations à compter de juillet 1992, on est en droit de se demander pourquoi elle ne se fait sentir qu’en 1994. En fait, dans une série temporelle, une modification soudaine de la manière dont les données sont enregistrées devrait se traduire par une modification instantanée de la série; mais, si à partir de ce moment les conditions d’enregistrement demeurent les mêmes, une nouvelle tendance – qui pourrait bien sûr être similaire à la précédente – devrait se dessiner. Il s’agit d’un phénomène lié à la fiabilité des données qui a été constaté, par exemple, dans certains corps de police américains où des modifications dans la procédure de classification des infractions enregistrées ont entraîné des modifications des taux de criminalité d’après les statistiques de police (McCleary et al., 1982). Dans le cas qui nous occupe, on devrait passer d’une valeur A en 1991 (année antérieure à la modification) à une valeur B en 1992 (année de la modification) et à une valeur C en 1993 (étant donné que la modification ne s’est produite qu’au milieu de l’année 1992, ce n’est qu’en 1993 qu’elle aura un effet constant) qui seraient incomparables à cause de la modification intervenue; mais la valeur de 1993 devrait être le point de départ d’une nouvelle tendance. Or, on constate tout d’abord que les valeurs de 1993 sont les plus élevées de toute la série – et ceci malgré la modification qui aurait dû faire diminuer le nombre de toxicomanes incarcérés – et, ensuite, qu’entre 1993 et 1996 – avec des conditions d’enregistrement stables – se dessine une tendance à la diminution du nombre de toxicomanes incarcérés, suivie d’une relative stabilité entre 1996 et 1997 [13].

Ajoutons que lorsque Niveau et Laureau (1999,441) soutiennent qu’il n’y a pas eu de modification substantielle de la distribution entre 1993 et 1996, cela doit être interprété dans le sens que la tendance à la hausse s’est poursuivie, comme le montre le graphique 1. Mais logiquement, si le nombre de toxicomanes dans la population n’a pas suivi cette tendance, l’augmentation du nombre de cures d’une année à l’autre se traduit par un plus grand pourcentage de toxicomanes traités [14]. Ainsi, si en 1993 les traitements à la méthadone touchaient un tiers de la population toxicomane genevoise, on peut supposer que le nombre de traitements en 1997 correspond à la moitié de cette population. De cette manière Genève aurait rejoint la moyenne suisse où l’on comptait, en 1997,15382 traitements sur environ 30000 toxicomanes dans l’ensemble du pays (OFSP, 1998,34).

Tableau I:
Corrélations entre divers indicateurs de la toxicomanie et de la délinquance liée à la toxicomanie entre 1983 et 1997. Cures de Toxicomanes Dénonciations Jugements substitution incarcérés en vertu en vertu à la méthadone (Genève) d’infractions à la d’infractions à la (Genève) LStup (Suisse) LStup (Suisse)

Curieusement, cette simple analyse visuelle de l’évolution des données de Niveau et Laureau (1999) replacées dans le contexte de l’évolution du nombre de toxicomanes en Suisse nous permet de déceler une tendance opposée à celle indiquée par ces auteurs. En effet, lorsque le nombre de toxicomanes en cure de substitution dépasse le tiers de la population toxicomane, on constate une diminution du nombre de toxicomanes incarcérés. Ainsi, une autre erreur méthodologique grave de la recherche de Niveau et Laureau (1999) consiste à n’avoir retenu que deux variables pour leur analyse. À ce sujet, rappelons que la partie empirique de leur article repose sur une analyse de régression simple entre le taux de toxicomanes incarcérés et le taux de cures de substitution à Genève. Dans ce contexte, ils ont calculé le coefficient de corrélation de rangs de Spearman (ρ [Rhô]) qui est de 0.8 (p .0001). En outre, ils présentent un graphique avec l’analyse de régression linéaire simple, mais ils n’ont pas calculé le coefficient de corrélation de Bravais-Pearson (r) qui est pourtant étroitement lié à l’estimation de la pente de la droite de régression obtenue par la méthode des moindres carrés (Dodge, 1999,89). D’après nos calculs (voir tableau I), celui-ci est de .71 (p. 003).

Sur la base de la corrélation trouvée, Niveau et Laureau (1999) fondent les quelques pages de discussion de leur article dans lesquelles ils soutiennent que les cures de substitution n’ont pas entraîné une diminution de la délinquance liée à la toxicomanie. Il est curieux de noter que le fait d’avoir trouvé cette corrélation leur a donné une deuxième opportunité – malheureusement manquée – de s’intéresser à la question de l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population. En effet, un principe de base de la recherche en sciences sociales exige du chercheur que, lorsqu’il a trouvé une corrélation, il essaie de déterminer si celle-ci n’est pas fallacieuse ou artificielle. Dans ce contexte, une des procédures de routine consiste à vérifier s’il n’y a pas d’autres variables (appelées troisièmes ou tierces variables) qui, en agissant sur les deux variables, expliqueraient leurs variations. On pourrait également imaginer une troisième variable qui jouerait le rôle de variable intermédiaire dans ce sens qu’elle réagirait à des variations de la variable indépendante et provoquerait à son tour des variations sur la variable dépendante [15]. Or, il semble à première vue logique de supposer que le nombre de toxicomanes dans la population générale puisse avoir une influence sur le nombre de cures de substitution. En effet, si le nombre de toxicomanes augmente, on peut imaginer – d’après une application rudimentaire de la loi de l’offre et de la demande – que le nombre de cures augmente également. Dans la même optique, sachant qu’il existe une corrélation positive entre toxicomanie et délinquance, on peut imaginer qu’une augmentation du nombre de toxicomanes dans la population puisse se traduire par une augmentation du nombre de toxicomanes incarcérés. Voici donc une troisième variable qui pourrait agir sur les deux variables étudiées et expliquer en grande partie leurs variations [16].

Pour tester le rôle de cette variable durant toute la période considérée – 1983 à 1997 –, il est d’abord nécessaire de lui trouver un indicateur. Malheureusement, il n’y a pas d’indicateur complètement fiable et valide du nombre de toxicomanes dans une ville ou dans un pays. En revanche, nous disposons d’indicateurs indirects de ce nombre. Au niveau Suisse, l’Office fédéral de la police (OFP) publie régulièrement le nombre de dénonciations et le nombre de jugements pour infractions à la loi sur les stupéfiants (ci-après LStup). Bien entendu, ces indicateurs partagent la faiblesse de la variable dépendante utilisée par Niveau et Laureau (1999) – le nombre de toxicomanes incarcérés – dans ce sens qu’ils ne mesurent pas l’étendue réelle du phénomène étudié mais plutôt celle de la réaction sociale à ce phénomène. Néanmoins, ils ont l’avantage d’inclure tous les cas de délinquance mineure qui d’après les dires de Niveau et Laureau (1999, 439) échappent à leur indicateur. En effet, la plupart des dénonciations enregistrées par les corps de police suisses – à peu près 80% en 1996 – concernent des cas de consommation (voir OFSP, 1997). En outre, l’indicateur du nombre de jugements retenu contient tous les jugements intervenus en raison d’une infraction à la LStup quelle que soit la peine infligée [17], et dans ce cas aussi les infractions pour consommation de stupéfiants sont majoritaires (Rônez, Fink, 1997,10). Ainsi, les deux indicateurs que nous proposons semblent être beaucoup plus proches de la consommation de drogues que de la délinquance liée à la drogue, et c’est pour cette raison que nous considérons qu’ils peuvent nous donner une idée – imparfaite, certes – de l’évolution du phénomène dans le temps. Remarquons qu’il s’agit d’indicateurs d’incidence, c’est-à-dire qu’ils mesurent le nombre de dénonciations et le nombre de jugements et non pas les personnes dénoncées ou condamnées. Finalement, ils présentent l’inconvénient de se référer à l’ensemble de la Suisse, alors que les indicateurs de Niveau et Laureau (1999) ne concernent que le canton de Genève [18].

Afin de rester en accord avec la méthodologie utilisée par ces auteurs, nous avons calculé le nombre de dénonciations et de jugements pour infractions à la LStup en tant que taux pour 1000 habitants. Dans ce dessein, nous avons pris en considération la population résidante en Suisse au 31 décembre de chaque année qui est régulièrement publiée dans l’Annuaire statistique de la Suisse (OFS, 1999) [19]. En outre, et afin de disposer de toutes les décimales pour la totalité des indicateurs, nous avons recalculé les taux de Niveau et Laureau (1999) à partir des données originelles incluses dans leur article. Finalement, nous avons calculé la corrélation entre ces divers indicateurs en utilisant le coefficient de corrélation de Bravais-Pearson et le coefficient de corrélation de rangs de Spearman. Les données que nous avons utilisées se trouvent dans le tableau II (annexe), tandis que dans le tableau I nous présentons les corrélations trouvées.

On constate que toutes les corrélations sont significatives au moins au niveau p= .003, et qu’elles se rangent entre .71 et .99. Ceci mérite d’être souligné parce que des corrélations aussi élevées sont extrêmement rares dans les sciences sociales [20]. On remarquera ensuite les corrélations presque parfaites – d’au moins .95 – entre le nombre de dénonciations pour infractions à la LStup et le nombre de cures de substitution, ainsi qu’entre ces dernières et le nombre de jugements pour infractions à la LStup. Ceci semble confirmer que l’évolution des cures de substitution peut être mis en rapport avec le développement de la toxicomanie dans la population générale. En outre, le taux de toxicomanes incarcérés est fortement corrélé avec le nombre de dénonciations et avec le nombre de jugements pour infractions à la LStup. Par conséquent, on pourrait considérer que l’évolution du taux de toxicomanes incarcérés peut également être mis en rapport avec le développement de la toxicomanie dans la population générale.

Ces résultats semblent confirmer le rôle de troisième variable joué par le développement de la toxicomanie dans la relation entre l’évolution du nombre de toxicomanes incarcérés et celle du nombre de cures de substitution. Ainsi, il est corroboré que pour évaluer l’impact des cures de substitution sur la délinquance liée à la toxicomanie, on doit prendre en considération au moins trois variables puisqu’il est nécessaire de contrôler l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population. Pour ce faire, la technique la plus adéquate semble le calcul des coefficients de corrélation partielle [21]. Rappelons que le coefficient de corrélation partielle mesure la force de la corrélation entre une variable indépendante et une variable dépendante quand l’influence d’une autre variable indépendante est maintenue constante ou éliminée (Bachman, Paternoster, 1997, 502). Dans le cas présent, il nous permet d’évaluer l’effet de l’évolution des cures de substitution sur l’évolution du taux de toxicomanes incarcérés à Genève lorsque le nombre de toxicomanes dans la population est maintenu constant. En d’autres termes, le coefficient de corrélation partielle tiendra compte de l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population.

Les résultats de l’analyse de corrélation partielle montrent que lorsqu’on contrôle l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population à travers les dénonciations pour infractions à la LStup, la corrélation entre cures de substitution et toxicomanes incarcérés devient négative (–.19). Elle est aussi négative, mais plus forte (–.40), lorsqu’on utilise le nombre de jugements pour infractions contre la LStup comme indicateur de l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population. Malgré le fait qu’elles ne soient pas significatives, ces corrélations impliquent que, contrairement à ce que soutiennent Niveau et Laureau (1999), les cures de substitution semblent avoir un effet bénéfique sur l’évolution de la délinquance liée à la toxicomanie. En effet, la corrélation partielle négative implique que lorsque le nombre de cures augmente, le nombre de toxicomanes incarcérés diminue.

Pour que des cures de substitution puissent avoir un effet sur l’ensemble de la délinquance liée à la toxicomanie, il faudrait qu’elles touchent un pourcentage très élevé de la population toxicomane ou qu’elles se concentrent sur les toxicomanes les plus impliqués dans la délinquance. Malheureusement, ces facteurs ont été ignorés dans l’analyse de Niveau et Laureau (1999). En outre, ils ont utilisé, comme indicateur de l’évolution de la délinquance liée à la toxicomanie – variable dépendante dans leur analyse –, le nombre de toxicomanes entrant en prison dans le canton de Genève. Or, cet indicateur semble discutable parce qu’il ne mesure que la prévalence de la délinquance – il indique le nombre de toxicomanes identifiés comme délinquants avec, en outre, la possibilité que certains soient comptés deux fois –, et ignore complètement le nombre de délits commis par des toxicomanes, c’est-à-dire l’incidence de la délinquance, qui constitue un facteur extrêmement important pour mesurer l’évolution de la criminalité liée à la toxicomanie. En plus, Niveau et Laureau (1999), n’ont pas pris en considération l’évolution générale de la délinquance durant la période étudiée, oubliant ainsi que les délinquants toxicomanes ne sont qu’un sous-ensemble des délinquants et qu’une augmentation du nombre de ceux-ci peut se traduire par une augmentation proportionnelle du nombre de ceux-là. Or, la Suisse a connu durant les années étudiées une augmentation assez marquée de la délinquance (OFP, 1998), ce qui implique qu’au moment d’étudier l’évolution du nombre de toxicomanes incarcérés, il aurait fallu déceler la partie de l’augmentation qui s’expliquerait par l’augmentation générale de la délinquance et la partie qui s’expliquerait par une augmentation de la délinquance liée à la toxicomanie.

Plus grave encore, dans leur analyse, Niveau et Laureau (1999) n’ont pas pris en considération l’évolution de la toxicomanie durant la période étudiée. Or, nous avons montré que la simple observation de leurs données à la lumière de l’évolution présumée du nombre de toxicomanes dans la population générale permet d’arriver à des conclusions opposées à celles qui sont soutenues dans leur article. En effet, à partir des informations fournies par Niveau et Laureau (1999) nous avons pu établir qu’en 1993 les cures de substitution touchaient environ un tiers de la population toxicomane genevoise; en outre, nous savons qu’entre 1993 et 1997 la population toxicomane en Suisse est restée relativement stable, ce qui implique que l’augmentation du nombre de cures à Genève entre 1993 et 1997 a permis à ces dernières d’arriver à toucher environ la moitié des toxicomanes genevois; or, durant la même période, on constate une diminution du nombre de toxicomanes incarcérés à Genève. Ainsi, non seulement on ne peut pas parler d’une augmentation moyenne de la délinquance des personnes toxicodépendantes (Niveau, Laureau, 1999,441) puisque ce n’est pas ce facteur qui a été mesuré, mais on devrait affirmer que même des indicateurs médiocres montrent que lorsque les cures de substitution s’appliquent à plus d’un tiers de la population toxicomane, on enregistre une diminution du nombre de toxicomanes incarcérés.

Finalement, nous avons mis en évidence que l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population joue le rôle d’une troisième variable qui a un rapport autant avec l’évolution du nombre de cures de substitution qu’avec l’évolution du nombre de toxicomanes incarcérés. Ainsi, nous avons essayé de mesurer – de manière assez rudimentaire, certes – l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population à partir de celle des dénonciations et des jugements pour infractions à la Loi sur les stupéfiants. Ceci nous a permis de réaliser une analyse de corrélation partielle qui a montré une corrélation négative entre le nombre de cures de substitution et le nombre de toxicomanes incarcérés durant la période étudiée (1983 à 1997). Ce résultat implique que, lorsqu’on prend en considération l’évolution du nombre de toxicomanes dans la population, on constate que l’augmentation du nombre de cures de substitution a été accompagnée d’une diminution relative du nombre de toxicomanes incarcérés.

En somme, nous avons mis en évidence que les conclusions de Niveau et Laureau (1999) se fondent sur une analyse totalement incorrecte du point de vue méthodologique et doivent par conséquent être rejetées [22]. Non seulement leur recherche part d’une hypothèse mal formulée et des indicateurs discutables, mais des analyses détaillées de leurs propres données révèlent une tendance contraire à celle qu’ils soutiennent. Toutefois, nous sommes conscients que les analyses que nous avons réalisées présentent également des défauts et ne peuvent pas être acceptées de manière définitive. En effet, notre but n’était pas d’étudier à fond la relation entre les cures de substitution à la méthadone et la délinquance à Genève, mais plutôt de signaler les graves défauts méthodologiques d’une recherche publiée afin d’éviter que ses conclusions puissent être acceptées comme pertinentes par un chercheur ayant peu de temps à disposition pour approfondir les questions qui y sont traitées. Ainsi, nous ne pouvons qu’encourager d’autres chercheurs genevois à approfondir les analyses que nous avons esquissées ici en développant des indicateurs plus appropriés que ceux qui ont été utilisés par Niveau et Laureau (1999) et par nous-même. En particulier, signalons que ces indicateurs ne nous ont pas permis de prouver l’existence d’un rapport causal direct entre les deux variables étudiées. Par conséquent, nous préférons signaler simplement une tendance qui se dégage des données à notre disposition et qui mériterait d’être approfondie lorsque des données plus précises seront à disposition des chercheurs. Probablement, la diminution du nombre de toxicomanes incarcérés n’est pas due uniquement au succès des cures de substitution à la méthadone, mais au succès généralisé de la nouvelle politique suisse en matière de stupéfiants (voir Boggio et al., 1997; OFSP, 1997,1998) qui s’est traduite par une stabilisation du nombre de toxicomanes dépendant des drogues dures et une chute vertigineuse du nombre de décès dus à la drogue [23].

Tableau II:
Évolution de divers indicateurs de la toxicomanie et de la délinquance liée à la toxicomanie entre 1983 et 1997.