Évaluation des contremesures de l'ontario en matière de ... · cette publication hautement...

1

Ministère des Transports

Évaluation des contremesures de l’Ontario en matière de conduite en état d’ivresse

Bureau de la recherche en matière de sécurité routière Direction de la sensibilisation et des politiques en matière de sécurité Division de la sécurité des usagers de la route Ministère des Transports

Novembre 2015

2

The authors thank the following individuals for providing expert advice and for volunteering their time to take part in our stakeholder meetings: Sheilagh Stewart, Ministry of Attorney General of Ontario; Christine Gilpin, Ontario Provincial Police; Rose DiMarco, Ontario Provincial Police; Mark Wright, Ontario Provincial Police; Brett Carson, Ontario Provincial Police; Scott Rome, Ontario Provincial Police; James Shay, Ontario Provincial Police, Andy Murie, MADD Canada; Robert Man, Centre for Addiction and Mental Health; Robyn Robertson, Traffic Injury Research Foundation, Ward Vanlaar, Traffic Injury Research Foundation; and Junaid Bhatti, Sunnybrook Research Institute.

In addition, the authors thank colleagues in the Safety Policy and Education Branch and the Licencing Services Branch for providing policy, operations, and public education consultation and valuable assistance with data pre-processing. In particular, the authors recognize the contribution of Robert Watt, Terri Blackburn, Antonio Loro, Maryam Haya, Karthiga Vezhavendan, Victoria Wood, Nabaa Al Kassab, and Christian Eng for technical assistance. The authors would like to extend thanks to Logan Purdy, Jessica Mahon, David Silva, Shamaila Mian, Joanna Tsilikas, Francine Rubin, and Lloyd Robertson for their dedication and availability in providing information consultation and strategic direction.

This work was made possible through the provision of data by the Ministry of Transportation of Ontario, the Ministry of Attorney General of Ontario, Statistics Canada, LCBO, Alcolock, and LifeSafer of Canada.

This report was prepared by Tracey Ma, Patrick Byrne, Nathalie Chernoff, and Yoassry Elzohairy Cette publication hautement spécialisée Évaluation des contremesures de l'Ontario en matière de conduite en état d'ivresse n'est disponible qu'en anglais conformément au Règlement 671/92, selon lequel il n'est pas obligatoire de la traduire en vertu de la Lio sur les services en français. Pour obtenir des renseignements en français, veuillez communiquer avec le ministère des transports au 416-235-4025 ou par courriel à [email protected].

mailto:[email protected]

3

EXECUTIVE SUMMARY This report comprises a complete summary of a two-year quantitative evaluation undertaken by the Ministry of Transportation’s Road Safety Research Office to assess the impact of legislative and regulatory countermeasures implemented by the Government of Ontario to reduce alcohol-impaired driving in the province. A variety of methodologies were used, each designed to isolate the effects of a particular countermeasure from other concurrent and/or overlapping measures. Together, these analyses provide a comprehensive assessment of the strengths and weaknesses of each measure. Although much research has been done on individual drinking and driving countermeasures across the globe, this assessment of every countermeasure enforced by a single large jurisdiction is the first of its kind. We hope that these findings will provide a thorough evidenced-based framework to guide future research and policy considerations. OVERVIEW OF COUNTERMEASURES Ontario’s drinking and driving countermeasures target novice-classed drivers, young drivers, and members of the general driving population who drive with unsafe blood alcohol concentrations (BAC). Some of these countermeasures involve sanctions that are administered upon detection of an offence, while others are contingent upon conviction for an offence. The evaluated countermeasures are:

• 90-day Administrative Driver’s Licence Suspension • Warn Range Sanctions • Long Term Vehicle Impoundment • Seven-day Vehicle Impoundment • Zero BAC Requirements • Alcohol Education and Treatment Remedial Measures Program • Ignition Interlock Program • Reduced Suspension with Ignition Interlock Conduct Review Program

OVERVIEW OF EVALUATION For each of the eight countermeasures, specific research questions were defined based on the intended and/or expected impact of that countermeasure. The resulting questions can be divided into two broad categories: those investigating general

4

deterrence (i.e., effects of a countermeasure’s existence on the behavior of all drivers) and those investigating specific deterrence (i.e., effects of a countermeasure on the behaviour of those drivers who have been subject to it). Questions of general deterrence were typically addressed using collision outcomes, such as the number of drivers involved in alcohol-related collisions, or the number of injuries and fatalities resulting from such collisions. Questions of specific deterrence were typically addressed with behavioural outcomes, such as repeated drinking and driving incidents (roadside sanctions and/or later convictions) and driving while suspended incidents. Research questions were addressed using a mix of study designs and their corresponding analytic techniques. Data were derived primarily from the Ministry of Transportation’s Licensing Control System and Accident Data System.

OVERVIEW OF RESULTS 90-day Administrative Driver’s Licence Suspension

• Since November 1996, a roadside 90-day administrative driver’s licence suspension is given to a driver who has a measured BAC > 0.08%, in violation of Criminal Code of Canada (CCC) s. 253, or who refuses to submit to screening, in violation of CCC s. 254.

• If existing trends were to have continued from the pre-countermeasure period, there would have been 90.4 road users per month1 presenting with major or fatal injuries resulting from an alcohol-related collisions in the immediate post-implementation period. Instead, 71.6 such road users were observed per month post-implementation2, a 21% decrease.

• Before countermeasure implementation, there were 2.45 drivers committing a CCC s. 253 or 254 re-offence3 in the 90 days immediately after their initial offence per 100 offending drivers. Post-implementation, this number decreased rapidly by 66% to 0.82 re-offending drivers per 100 offending drivers.

Warn Range Sanctions

1 Averaged over a five year post-implementation window. 2 All results reported in this executive summary are “statistically significant” at the 𝛼 = 0.05 level, indicating they are not likely due to random chance. 3 For the purposes of this report, the term “offence” is defined as an action that lead to conviction, while “re-offence” is defined as the commission of an offence subsequent to a previous commission of the same offence, where both incidents eventually lead to conviction.

5

• Since May 2009, a roadside 3, 7, or 30-day administrative driver’s licence suspension is given to drivers with a measured BAC > 0.05%. Additional sanctions apply as well (see main report).

• If existing trends were to have continued from the pre-countermeasure period, there would have been o 179 drinking drivers per month4 involved in an alcohol-related collision5 in the

immediate post-implementation period. Instead, 152 such drinking drivers were observed per month post-implementation, a 15% decrease.

o 261 road users per month presenting with injuries and fatalities from an alcohol-related collision in the immediate post-implementation period. Instead, 217 such road users were observed per month post-implementation, a 17% decrease.

• The effect of escalating sanctions on a driver’s propensity to drink and drive could not be evaluated due to data limitations at this time.

Long Term Vehicle Impoundment

• Since February 1999, a 45-, 90-, or 180-day vehicle impoundment is applied to a vehicle driven by a driver when that driver is detected driving during a criminal driving prohibition.

• The implementation of this countermeasure was associated with a 19% decrease in the number of criminal driving while prohibited (for CCC s. 253 or 254) offences committed by previous offenders6. This corresponds to a reduction from 23.0 offences per 100 years of criminal driving prohibition immediately before implementation to 18.6 immediately after.

Seven-day Vehicle Impoundment

• As of December 2010, a seven-day vehicle impoundment is applied to the vehicle driven by a person when that person receives a 90-day Administrative Driver’s Licence Suspension.

• The implementation of this countermeasure was associated with a o 33% decrease in the proportion of drivers who were convicted for driving during

(and in violation of) their first 90-day administrative driver’s licence suspension. This corresponds to a reduction from 2.12 drivers committing a driving while

4 Averaged over a 2.5 year post-implementation window. 5 Property damage only collisions were excluded 6 A previous offender in this instance is someone who was convicted of a driving while prohibited offence in the last 5 years.

6

suspended offence per 100 drivers receiving a first 90-day suspension--immediately before implementation--to 1.42 immediately after.

o 29% decrease in the proportion of drivers who received a second 90-day suspension in the three months immediately after the end of their first 90-day suspension. This corresponds to a reduction from 0.98 drivers incurring a second 90-day suspension per 100 drivers who had not yet been (or never were) convicted of the original charge, to 0.71 such drivers per 100.

Zero BAC Requirements

• As of August 2010, drivers under 22 years of age, or who are novice-classed drivers are required to maintain a zero BAC while driving.

• The implementation of this countermeasure was associated with a significant decrease in the number of 90-day administrative driver’s licence suspensions and Warn Range suspensions incurred by young drivers.

• Those subject to the Zero BAC suspension as a result of a conviction were less likely to incur a subsequent warn range or 90-day suspension compared to equivalent drivers who were charged but not convicted, at least for a specific group of young/novice drivers.

Alcohol Education and Treatment Remedial Measures Program

• Since September 1998, drivers convicted of a criminal drinking and driving offence are required to undertake alcohol education and/or treatment courses before their licence can be re-instated.

• The remedial measures program, including indefinite suspension for those who did not complete the program, was associated with decreased drinking and driving recidivism that could not be explained by pre-existing recidivism trends.

• The more-involved program (encompassing assessment, education or treatment, and follow-up components) was associated with a larger effect than the single-component program (education-only) in reducing recidivism.

• Program effectiveness was not observed for drivers over 45 years old, suggesting a need to tailor the program to the demographic characteristics of participants.

Ignition Interlock Program

• As of December 2001, after the end of a driving prohibition period, drivers convicted of a criminal drinking and driving offence are required to install an approved ignition interlock device in any vehicle they wish to drive for a prescribed period of time.

7

• The number of drivers who were detected and charged criminally for drinking and driving during the period of their ignition interlock condition was 2.49 times higher for those who did not instal the device compared to those who did install, even after groups were made equivalent.

• No effect on recidivism was observed after the end of the ignition interlock condition.

Reduced Suspension with Ignition Interlock Conduct Review Program

• Starting August 2010, by agreeing to install an ignition interlock device and not “sit out” during an interlock condition (along with other conditions), a driver convicted of a criminal drinking and driving offence for the first time can have their driving prohibition period reduced.

• Installation of the ignition interlock device increased by 54% at the time of program implementation.

• The time period between detection of a drinking driver and subsequent conviction (for those drivers who were convicted) decreased by 146 days at the time of program implementation.

Our results echo the transportation safety literature in demonstrating that immediate and certain countermeasures, which, in Ontario, are administratively applied under the Highway Traffic Act (HTA) by the police at the time that the driver is stopped at roadside, are effective at preventing drinking and driving in both the general population and in the population of previously detected drinking drivers. Increasing countermeasure severity, on the other hand, is effective primarily in preventing the repetition of drinking and driving behavior for those who have been detected.

Approximately 89% of drinking drivers involved in injury/fatality collisions in Ontario in 2012 had no history of criminal drinking and driving convictions over the previous ten years. Moreover, 87% of such drivers had received no administrative roadside suspension for BAC > 0.08%. This strongly suggests that the largest road safety gains can be made by focusing on the general deterrence of drinking and driving in the population of persons who have not previously been detected driving while impaired. Our evaluation suggests that administrative sanctions, which are immediate, certain, and target novel driver subgroups and/or circumstances, are effective general deterrents when combined with public awareness campaigns and high visibility enforcement. Any new drinking and driving countermeasures should satisfy these criteria. Similarly, any changes to existing countermeasures should be focused on increasing the immediacy and perceived certainty of consequences.

8

Remedial-type countermeasures such as the Alcohol Education and Treatment Remedial Measures program, Ignition Interlock Program, and the Reduced Suspension with Ignition Interlock Conduct Review Program should be simplified and harmonized with each other as much as possible for at least two reasons. First, programs with only a few well-communicated requirements that do not interact in complex ways with other programs would simplify operational processes and likely increase participant adherence, a key requirement for program effectiveness. Second, the effectiveness of a program that interacts in multiple ways with other existing programs is difficult to evaluate. New gains in road safety will be more difficult to achieve without an accurate understanding of the effectiveness of current policies and programs, as ascertained by proper evaluation.

Finally, we suggest that the development and implementation of road safety countermeasures should include and prioritize an evaluation component, and, therefore, ensure that the proper infrastructure (e.g., reliable and valid data measures, data sources, and databases) are in place to enable such work. This is required to continue moving toward a culture of evidence-based policy making.

9

SIGLES CAMH Centre de toxicomanie et de santé mentale CCC Code criminel du Canada LCBO Régie des alcools de l’Ontario MTO Ministère des Transports de l’Ontario É.-U. United States

10

TABLE DES MATIÈRES INTRODUCTION 15CONTEXTE 19Suspension administrative des permis de conduire 19Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement 22Mise en fourrière de véhicules 27Taux d’alcoolémie de zéro 32Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool 35Antidémarreur 40MÉTHODES 51Partie I. Analyses de la dissuasion générale 53Analyses de la première vague (pour les contremesures mises en œuvre de 1996 à 2001) 56Analyses de la deuxième vague (pour les contremesures mises en œuvre entre 2009 et 2010) 58Partie II. Analyses de la dissuasion spécifique 63Suspension administrative de 90 jours du permis de conduire 63Mise en fourrière de sept jours 65Programme de mise en fourrière à long terme de véhicules 68Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement 69Taux d’alcoolémie de zéro 72Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool 73Programme d'utilisation d'antidémarreurs 77Programme d'examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l'aide des antidémarreurs 79RÉSULTATS 84Suspension administrative de 90 jours du permis de conduire 84Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement 91Mise en fourrière à long terme des véhicules 98Mise en fourrière des véhicules pendant sept jours 102Exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro 106Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool 107Programme d’utilisation d’antidémarreurs 115Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs 118DISCUSSION 123SURVOL 123Suspension administrative du permis de conduire 123Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement 127Mise en fourrière à long terme des véhicules 130Mise en fourrière des véhicules pendant sept jours 131Exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro 133Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool 135Programme d’utilisation d’antidémarreurs 137

11

Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions 138Conclusions et répercussions 140ANNEXE 1. 144ANNEXE 2. 147Bibliographie 148

12

..

........................................................................

..................................................................................................................................

..................................................................................................................................

............

............................

...................

...........................................................................

.................................................................................................................

........................................................................................................................

.........................................................................................

.....................................................................

...............................

........................................................................................................

..................................................................................

.

....................................................

...............

.............................................................................................................

LISTE DES FIGURES Figure 1. Mise en œuvre des contremesures sur la conduite en état d’ivresse au fil des ans. 15

Figure 2. Représentation graphique des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement. 23

Figure 3. Représentation graphique de la contremesure de la mise en fourrière à long terme de véhicules. 28

Figure 4. Représentation graphique de la contremesure de la mise en fourrière de sept jours de véhicules. 28

Figure 5. Représentation graphique des contremesures du taux d’alcoolémie de zéro. 32

Figure 6. Représentation graphique du programme de mesures correctives. 36

Figure 7. Représentation graphique du Programme d’utilisation d’antidémarreurs. 41

Figure 8. Représentation graphique du Programme d'examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l'aide des antidémarreurs. 43

Figure 9. Nombre mensuel de blessures graves et de décès imputables aux collisions entre véhicules en Ontario 85

Figure 10. Ratio blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse sur une base mensuelle .86

Figure 11. Taux de récidive sur 90 jours des conducteurs reconnus coupables d’une infraction en vertu de l’article 253/254 du CCC 88

Figure 12. Événements de récidive avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire 90

Figure 13. Événements liés à la conduite en état d’ivresse au fil du temps 92

Figure 14. Blessures et décès liés à la conduite en état d’ivresse avant et après l’entrée en vigueur des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement 94

Figure 15. Répartition des valeurs 𝑻𝑻-𝑻𝑻 96

Figure 16. Nombre de premières infractions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement chez les conducteurs n’ayant à leur actif aucune suspension préalable en vertu de la fourchette d’avertissement en fonction du temps écoulé depuis le 1er mai 2009. ................................................................................................................97

Figure 17. Événements de conduite en état d’ivresse avant et après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules 99

Figure 18. Occurrence relative de la conduite sous le coup d’une interdiction avant et après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules 101

Figure 19. Conduite sous le coup d’une suspension et nouvelles suspensions pendant la période de suivi avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire 103

13

.

Figure 20. Occurrence relative des conducteurs ayant conduit sous le coup d’une suspension et obtenu une nouvelle suspension pendant la période de suivi avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire ..........................................105

Figure 21. Proportion de récidive sur une période de trois ans chez les conducteurs reconnus coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC sur une période de sept ans. ..........108 Figure 22. Répartitions des périodes de temps nécessaires aux délinquants ayant conduit en état d’ivresse pour terminer le programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et le programme Bonne conduite à plusieurs volets. ................................................................ 109

Figure 23. Analyse selon l’âge pour comparer les proportions de récidivistes sur une période de trois ans entre les participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et les conducteurs n’ayant pas pris part au programme ...............................................114

Figure 24. Taux de récidive entre le groupe des conducteurs ayant fait installer un antidémarreur et le groupe des conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur pendant la période de la condition d’utilisation d’un antidémarreur ...........................................117

Figure 25. Nombre bimensuel de déclarations de culpabilité ayant donné lieu à une condition d’utilisation d’un antidémarreur assortie au permis de conduire du conducteur. ....................... 119

Figure 26. Installation d’un antidémarreur avant et après l’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions. .....................................................120

Figure 27. Période écoulée entre le moment de l’infraction et le moment de la déclaration de culpabilité avant et après l’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions..........................................................................................................121

14

...................................................................................................................

.......................................................................

...................................................................................

..........................................................................

...........................

LISTE DES TABLEAUX Tableau 1. Statistiques relatives au modèle avant la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire 84

Tableau 2. Statistiques d’ajustement de modèle 93

Tableau 3. Comparaisons des données relatives aux taux de récidive des conducteurs ayant terminé le programme Bonne conduite 111

Tableau 4. Comparaisons des données appariées sur les taux de récidive pour les participants ayant terminé le programme Bonne conduite 112

Tableau 5. Comparaisons des données démographiques pour les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur et les conducteurs n’en ayant jamais fait installer 116

INTRODUCTION La conduite en état d’ivresse entraîne d’importants coûts humains pour la société. De 2003 à 2012, 1 670 personnes ont été tuées et 33 628 ont été blessées sur les routes de l’Ontario en raison de collisions causées par l’alcool (" Système de données sur les accidents de véhicules automobiles”, n.d.). En 2012 seulement, 143 personnes sont décédées en Ontario en raison de collisions causées par l’alcool, soit plus du quart de tous les décès attribuables à des collisions (Rapport annuel sur la sécurité routière en Ontario, 2012).

Le gouvernement de l’Ontario, reconnaissant le fardeau que représente cette situation pour la santé et la sécurité de la population, s’est engagé à lutter contre la conduite en état d’ivresse en adoptant et en faisant observer une série de contremesures. Voir la figure 1. Ces contremesures s’inscrivent parmi les lois et les programmes les plus sévères en Amérique du Nord et font de l’Ontario un chef de file de la sécurité routière.

Mise en œuvre des contremesures de l’Ontario

Figure 1. Mise en œuvre des contremesures sur la conduite en état d’ivresse au fil des ans.

En plus de faire observer les normes sur la conduite prévues dans le Code criminel, l’Ontario a le pouvoir de réglementer la conduite sur les routes provinciales en vertu du Code de la route de l’Ontario. Depuis 1995, le ministère des Transports de l’Ontario (MTO) a adopté un certain nombre de contremesures qui ont pour but de lutter contre la conduite en état d’ivresse et de diminuer les décès et les blessures résultant de

Alcoolémie zéro (conducteurs débutants)*

Suspension de 90 jours

Mesures correctives* Mise en fourrière à long terme de véhicules

Antidémarreur Sanctions de la fourchette d’avertissement

Alcoolémie zéro (jeunes conducteurs) Examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs

Mise en fourrière de 7 jours

2000 1995 2010 2005

15

16

collisions. Ces contremesures visent les conducteurs débutants, les jeunes conducteurs et l’ensemble des conducteurs en fonction de différents seuils de taux d’alcoolémie ─ 0,00, 0,05 et 0,08 (mg/100 ml, ou simplement en %). Certaines de ces mesures entraînent des sanctions qui entrent en vigueur au moment de la détection, lorsque l’infraction est constatée, alors que d’autres sanctions entrent en vigueur au moment de la déclaration de culpabilité ou par la suite.

En 2013, le Bureau de la recherche en matière de sécurité routière de la Direction de la sensibilisation et des politiques en matière de sécurité du MTO a entrepris une évaluation systématique et quantitative de deux ans de toutes les contremesures provinciales sur la conduite en état d’ivresse. Cette évaluation avait pour objet de soutenir les politiques fondées sur des données probantes en aidant les décideurs à améliorer les programmes déjà en place, à élaborer de nouvelles initiatives et à orienter des campagnes de sensibilisation publique. Cette évaluation a également permis de rendre des comptes au public, aux intervenants et aux fournisseurs de services. Au moyen d’une évaluation de l’incidence, nous voulions déterminer si les contremesures de l’Ontario en matière de conduite en état d’ivresse ont des effets tangibles sur la santé et la sécurité de la population et, dans l’affirmative, calculer l’incidence attribuable à chaque contremesure. Des évaluations des processus ont également été effectuées au besoin afin de soutenir la validité de l’évaluation de l’incidence. L’évaluation ne portait pas sur les aspects économiques. Dans le reste du rapport, le terme « contremesure » désigne les initiatives de dissuasion sur le plan théorique (ou sur le plan des politiques). Lorsqu’il sera question de la recherche et de l’évaluation d’un point de vue technique, le terme « intervention » remplacera le terme « contremesure ».

La documentation dans le domaine de la criminologie définit deux effets dissuasifs distincts qui peuvent découler d’une contremesure. Un effet dissuasif général est observé lorsqu’une contremesure parvient à prévenir un comportement indésirable chez tous les membres de la population cible (c.-à-d. les détenteurs de permis de conduire). Un effet dissuasif spécifique se produit lorsqu’une contremesure arrive à prévenir un comportement indésirable chez les membres de la population qui ont déjà reçu une sanction pour le comportement en question (Bosworth, 2005). La dissuasion générale de la conduite en état d’ivresse est particulièrement importante en Ontario parce qu’environ 89 % des conducteurs avec les facultés affaiblies par l’alcool qui sont impliqués dans une collision mortelle ou avec blessures en 2012 n’avaient pas été déclarés coupables d’infractions criminelles de conduite en état d’ivresse au cours des

17

dix années précédentes7. De même, 87 % de ces conducteurs n’avaient reçu aucune sanction administrative immédiate pour avoir eu un taux d’alcoolémie de plus de 0,08 % (ou pour avoir refusé de passer un alcootest) pendant la même période. Autrement dit, 87 % des conducteurs avec les facultés affaiblies par l’alcool n’avaient jamais fait l’objet de mesures d’application de la loi en lien avec la conduite en état d’ivresse avant d’avoir une collision; leur conduite en état d’ivresse n’aurait donc pas pu être prévenue par une mesure de dissuasion spécifique8. Compte tenu de l’importance de la distinction entre la dissuasion générale et la dissuasion spécifique, nous avons évalué chaque contremesure séparément pour les deux types de dissuasion, dans la mesure du possible.

L’imminence, la certitude et la gravité sont souvent considérées comme des exigences qui doivent être remplies pour que les contremesures aient un effet dissuasif maximal, qu’il s’agisse de dissuasion générale ou spécifique. Les contremesures de l’Ontario se distinguent entre elles non seulement par leurs différentes capacités d’avoir un effet dissuasif général ou spécifique, mais aussi par leurs différents degrés d’imminence, de certitude et de gravité. La théorie sur la dissuasion représente un cadre conceptuel pratique et un langage commun lorsqu’il est question de contremesures visant la conduite en état d’ivresse et de leur efficacité; nous utiliserons donc souvent ces termes dans le reste du rapport.

Dans le rapport qui suit, nous présentons un sommaire des contremesures évaluées, expliquons leur utilisation en Ontario ainsi que leur efficacité dans d’autres administrations (contexte); nous décrivons la méthodologie utilisée pour évaluer ces

7 Pour ces calculs, le conducteur est considéré comme en « état d’ivresse » lorsque, selon le Système de données sur les accidents de véhicules automobiles, le conducteur a les « facultés affaiblies par l’alcool (plus de 0,08) » ou les « facultés affaiblies par l’alcool ». Aux fins de ces calculs, les condamnations antérieures désignent les condamnations à l’article 253 ou 254 du Code criminel. Les pourcentages de 89 % des conducteurs n’ayant pas fait l’objet de condamnations antérieures et de 87 % de conducteurs n’ayant pas reçu de sanctions administratives comprennent les conducteurs de tous les âges. Si l’on inclut seulement les conducteurs de plus de 26 ans (c’est-à-dire en ne tenant compte que de ceux qui pouvaient avoir leur permis depuis au moins dix ans), les pourcentages diminuent légèrement et s’établissent à 87 % et à 83 %, respectivement. 8 Après mai 2009, la mise en place des sanctions administratives de la fourchette d’avertissement aurait pu représenter un point de contact supplémentaire entre les conducteurs avec les facultés affaiblies et les services de police, mais la mise en place de ces sanctions est trop récente pour qu’il soit possible d’évaluer dans quelle mesure il était probable que les conducteurs avec les facultés affaiblies par l’alcool impliqués dans des collisions avec blessures ou des collisions mortelles aient reçu ces sanctions avant la collision.

18

interventions (méthodes); nous présentons les conclusions de notre évaluation (résultats), et enfin, nous présentons les faits saillants des conséquences et des conclusions de ces travaux (discussion). Les sections du contexte, des résultats et de la discussion sont divisées en sous-sections qui portent sur les contremesures, tandis que la section des méthodes est classée en sous-sections qui portent sur la démarche analytique. Nous avons jugé que cette structure était nécessaire parce que l’analyse des effets dissuasifs généraux de contremesures adoptées à des moments rapprochés devait être effectuée en groupes de contremesures, alors que l’analyse de l’effet dissuasif spécifique devait être effectuée pour chaque contremesure de façon relativement isolée, ce qui supposait une méthodologie propre à chaque contremesure.

Les sections des méthodes et des résultats nécessitent une connaissance de la méthodologie statistique. Toutefois, les sections du contexte et de la discussion ainsi que les résultats contenus dans le sommaire peuvent être lus indépendamment des sections des méthodes et des résultats.

19

CONTEXTE Suspension administrative des permis de conduire

APERÇU La suspension administrative des permis de conduire a été mise en place pour la première fois en décembre 1981 en vertu de l’article 48 du Code de la route. Cette politique autorise les services de police à suspendre immédiatement le permis de conduire d’un conducteur pendant 12 heures si l’alcoolémie de ce dernier est de 0,05 % ou plus. Le 29 novembre 1996, cette politique de suspension administrative a été modifiée en vertu de l’article 48.3 du Code de la route de trois façons : 1) la durée de la suspension a été prolongée à 90 jours; 2) la suspension s’applique aux conducteurs qui ont un taux d’alcoolémie de 0,08 % ou plus ou qui refusent de fournir un échantillon d’haleine et 3) elle est inscrite dans le dossier du conducteur. Nous ferons ci-après référence à la suspension administrative de 90 jours des permis de conduire, et c’est sur cette politique que porte notre évaluation. Un conducteur peut porter en appel une suspension administrative de 90 jours des permis de conduire auprès du Tribunal d’appel en matière de permis dans des circonstances limitées, par exemple en cas d’erreur sur la personne ou pour des raisons médicales.

DOCUMENTATION PERTINENTE Une abondante documentation démontre l’efficacité de la suspension administrative immédiate des permis de conduire pour lutter contre la conduite en état d’ivresse. De nombreuses études montrent que les suspensions immédiates pour conduite en état d’ivresse constituent un moyen de dissuasion très efficace qui entraîne une diminution des arrestations multiples et des collisions. La recherche indique que les suspensions sont plus efficaces lorsque leur application n’est pas laissée à la discrétion des agents d’exécution de la loi et que les suspensions plus longues sont plus efficaces que les suspensions courtes (Ross, 1987; Ross et Gonzales, 1988; Chaloupka, Saffer et Grossman, 1993; Williams, Weinberg et Fields, 1991; Watson, 1998; Nichols et Ross, 1990).

En Ontario, l’efficacité de la suspension administrative de 90 jours actuelle et de sa version antérieure, la suspension de 12 heures, ont fait l’objet d’études. La suspension de 12 heures produisait des effets dissuasifs généraux faibles et de courte durée (Vingilis et coll., 1988). En utilisant les données sur les accidents mortels pour mesurer

20

les changements dans la proportion d’accidents mortels liés à l’alcool parmi les conducteurs de plus de 16 ans de janvier 1979 à décembre 1982, Vingilis et coll. ont noté un effet positif à court terme en janvier 1982 à la suite de l’introduction de la suspension de 12 heures, mais cet effet a été suivi dès septembre 1982 par un retour aux taux d’accidents mortels antérieurs. Les chercheurs ont mentionné l’absence d’une campagne médiatique bien organisée et la coordination inefficace des efforts d’application de la loi pour expliquer ce retour aux niveaux de départ. Une faiblesse de l’étude de Vingilis et coll. est sa courte durée puisque seulement une année de données suivant l’intervention a été analysée, ce qui constitue une série chronologique trop courte pour permettre de tirer des conclusions solides. La politique sur la suspension administrative de 90 jours a un effet dissuasif considérable sur le nombre total de conducteurs décédés et sur le nombre de conducteurs décédés qui présentaient une alcoolémie de plus de 0,08 % (Mann et coll., 2002; Asbridge et coll., 2009). Parmi les premières indications permettant de croire à des incidences favorables des contremesures, Mann et coll. (2000) ont mentionné que des conducteurs interrogés au hasard semblaient bien connaître les nouvelles contremesures et que depuis la mise en œuvre des contremesures, le nombre de conducteurs qui ont affirmé volontairement avoir conduit après avoir bu au moins deux consommations au cours de l’heure précédente avait diminué. Par la suite, Mann et coll. (2002) ont employé une étude de séries chronologiques interrompues fondée sur le modèle autorégressif à moyenne mobile intégrée (modèle ARMMI) pour analyser la proportion mensuelle observée de conducteurs décédés ayant une alcoolémie de 0,08 % ou plus du 1er janvier 1988 au 31 décembre 1997, ce qui a permis de constater que la mise en place de la suspension administrative de 90 jours était associée à une diminution de 17 % des décès. Comme l’étude de Vingilis et coll. (1988), cette étude a porté seulement sur des données couvrant une courte période à la suite de l’intervention (c.-à-d. 13 mois). Il faudrait une étude portant sur une plus longue période pour produire des conclusions solides et pour déterminer si les effets observés sont durables.

L’étude d’Asbridge et coll. (2009) a fourni des preuves plus récentes de l’efficacité de la suspension administrative de 90 jours de l’Ontario puisqu’elle a porté sur ses effets sur le nombre mensuel de conducteurs décédés en Ontario du 1er janvier 1988 au 31 décembre 1998 en utilisant les taux d’accidents mortels enregistrés au Manitoba et au Nouveau-Brunswick en tant que groupes témoins. La mise en place de la

21

suspension administrative de 90 jours a eu un effet significatif en Ontario, soit une diminution estimée à 14 % des décès de conducteurs au cours des deux ans qui ont suivi l’entrée en vigueur de la contremesure, alors qu’aucun effet correspondant n’a été observé dans les provinces témoins.

Actuellement, différentes formes de suspensions administratives des permis de conduire sont en vigueur dans les provinces canadiennes. Des études ont porté sur l’efficacité de ces contremesures en Alberta, où une faible diminution des collisions causées par l’alcool et une diminution considérable des accidents mortels causés par l’alcool ont été observées à la suite de la mise en œuvre de la suspension administrative des permis de conduire en 1999 (Howard Research and Management Consulting, 2005). En Saskatchewan, une analyse des séries chronologiques des données mensuelles sur les décès de conducteurs de janvier 1987 à décembre 2001 n’a révélé aucun effet important découlant de l’entrée en vigueur en 1996 de la suspension administrative des permis de conduire (Beirness et Singhal, 2007). Toutefois, la mesure aurait diminué les récidives chez les contrevenants qui en étaient à leur première infraction. Cet effet n’a pas été observé chez les contrevenants qui avaient déjà commis une infraction. Compte tenu du fait que les populations de l’Alberta et de la Saskatchewan sont moins grandes que celle de l’Ontario, il est raisonnable de supposer que les variations mensuelles des accidents mortels sont plus grandes dans ces provinces, ce qui diminue vraisemblablement leur efficacité statistique et rend difficile la détection des effets des suspensions administratives des permis de conduire. Aux États-Unis, les effets des suspensions administratives des permis de conduire ont été évalués à l’échelle nationale au moyen d’études qui ont porté sur les changements entre les États contigus. Par exemple, Zador et coll. (1989) ont mené une étude sur les conducteurs de 21 ans et plus qui ont été impliqués dans une collision mortelle entre 1978 et 1985 dans 48 États américains contigus. Ils ont constaté que les politiques de suspensions administratives avaient peu d’incidence sur les taux d’implication des conducteurs dans les collisions mortelles pendant les heures pendant lesquelles le rôle de l’alcool est de faible à modéré (c.-à-d. les périodes pendant lesquelles l’alcool n’est pas en cause dans la plupart des collisions), mais ont été associées à une diminution considérable de 9 % du taux d’implication des conducteurs dans les collisions mortelles pendant les heures pendant lesquelles le rôle de l’alcool est élevé ou très élevé (c.-à-d. les périodes pendant lesquelles l’alcool est en cause dans la plupart des accidents). D’autres études sur les interventions semblables aux suspensions administratives des

22

permis de conduire aux États-Unis ont été menées par Ross (1987) et Klein (1989) et concluent à l’efficacité de ces contremesures dans la réduction des accidents mortels causés par l’alcool.

Les analyses de l’efficacité des contremesures utilisent souvent les données sur les accidents mortels, comme c’est le cas des études décrites précédemment, ce qui s’explique probablement par la grande disponibilité de ces données. Toutefois, les données sur les accidents mortels varient parfois grandement de mois en mois en raison du nombre relativement faible d’incidents qui se produisent au cours d’une période donnée de 30 jours. Ces nombres peu élevés peuvent enfreindre les conditions de continuité nécessaires à l’exécution des types d’analyses statistiques habituellement utilisées dans l’évaluation des contremesures. Dans nos travaux, nous avons contourné ce problème en combinant les données sur les accidents mortels et les données sur les accidents avec blessés graves (ou avec tous les types de blessés) afin de produire des mesures des résultats pouvant être analysées.

Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement

APERÇU Les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement ont été mises en place le 1er mai 2009 en vertu de l’article 48 du Code de la route. Cette contremesure cible les conducteurs dont le taux d’alcoolémie est de plus de 0,05 %. Dans le cas d’une première détection, le permis de conduire est suspendu pendant trois jours. Dans le cas d’une deuxième détection en cinq ans ou moins, le permis de conduire est suspendu pendant sept jours, et le conducteur doit suivre un programme d’éducation d’une journée sur l’alcool (voir la section des Mesures correctives qui suit pour en savoir davantage). Dans le cas d’une troisième détection, les conséquences sont une suspension de 30 jours du permis de conduire, l’obligation de suivre un programme de traitement sur l’alcool de deux jours et l’obligation d’avoir un antidémarreur pendant six mois. Dans tous les cas, le conducteur doit verser des frais de 150 $ de rétablissement du permis de conduire pour retrouver les privilèges liés à la conduite d’un véhicule automobile (voir la figure 2). Ces contremesures ont pour objet de dissuader en général l’ensemble de la population de conduire en état d’ivresse, tandis que la nature progressive des mesures a pour objet

23

de dissuader une faible proportion des conducteurs qui conduisent fréquemment en état d’ivresse.

Figure 2. Représentation graphique des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement.

DOCUMENTATION PERTINENTE La diminution du taux d’alcoolémie à 0,05 % est appuyée par deux ensembles de documents. Premièrement, de nombreuses études en laboratoire illustrent quels sont les troubles cognitifs, sensoriels et moteurs qui surviennent lorsque l’on atteint ce taux d’alcoolémie ou avant. Par exemple, Ferrara et coll. (1994) ont examiné 38 études qui portaient sur les effets d’un taux d’alcoolémie de 0,029 % à 0,15 %. Ces études ont toutes examiné les fonctions nécessaires à la conduite d’un véhicule automobile ou les fonctions motrices et ont conclu en général que les performances psychomotrices dans l’exécution de tâches complexes sont diminuées même à des taux d’alcoolémie inférieurs à 0,05 %. De même, Chamberlain et Solomon (2002) ont examiné des données selon lesquelles les taux d’alcoolémie supérieurs à zéro mais inférieurs à 0,05 % diminuent la capacité d’attention et la vigilance en plus de nuire aux capacités motrices, à la vision et au traitement de l’information. Par exemple, Liu et Ho (2010) ont fait subir à huit participants des tests à des taux d’alcoolémie progressifs (0,00 %, 0,05 %, 0,08 % et 0,10 %) sur la division de l’attention, l’estimation des distances et les stimulations lumineuses intermittentes. Dans cette expérience, deux scénarios représentant des situations routières de différentes complexités et quatre séances de

24

simulation de conduite ont été utilisés à chaque taux d’alcoolémie. Les délais de réaction et les délais de réaction aux tâches de division de l’attention ont augmenté chaque fois que le taux d’alcoolémie augmentait; cette tendance a été observée dans les environnements de conduite simulée qui nécessitent une charge cognitive à la fois faible et élevée. Il est important de souligner qu’en ce qui concerne les tâches de division de l’attention et d’estimation des distances, chaque augmentation du taux d’alcoolémie a entraîné une augmentation significative des délais de réaction.

Deuxièmement, la relation positive considérable entre la gravité des blessures causées par des collisions et les taux d’alcoolémie justifient également une diminution de la limite du taux d’alcoolémie à 0,05 % (Phillips et Brewer, 2011; Fell et Voas, 2006). Dans un examen général sur les limites des taux d’alcoolémie, Killoran et coll. (2010) suggèrent que les conducteurs qui présentent un taux d’alcoolémie de 0,02 % à 0,05 % ont trois fois plus de risques de mourir dans un accident de la route que les conducteurs à jeun. Bien que ces constatations indiquent clairement que l’on peut raisonnablement s’attendre à ce que les taux d’alcoolémie peu élevés mais supérieurs à zéro peuvent causer des collisions, elles n’indiquent pas directement si la diminution de la limite du taux d’alcoolémie pour les conducteurs entraînera effectivement une diminution des blessures et des décès causés par l’alcool. En fait, les chercheurs montrent que la réussite de toute diminution de la limite du taux d’alcoolémie dépendra vraisemblablement de la connaissance des nouvelles politiques par le public (Ferguson, 2012).

La plupart des recherches sur l’incidence de la réduction des limites du taux d’alcoolémie sur les collisions causées par l’alcool portent sur la transition des limites de 0,10 % ou plus à une limite de 0,08 % (Fell et Voas, 2014; Ferguson, 2012; Killoran et coll., 2010; Fell et Voas, 2006; Chamberlain et Solomon, 2002; Mann et coll., 2001). Bien que des études menées dans des États américains en particulier aient donné des résultats mitigés, les chercheurs expliquent ces résultats par un manque de publicité sur les nouveaux règlements ou par des différences dans l’exécution des politiques. À l’inverse, des études qui utilisaient des données provenant de plusieurs États américains montraient plus clairement que la diminution de la limite du taux d’alcoolémie entraînait une diminution des accidents mortels. Hingson et coll. (2000; 1994) ont examiné les taux de collisions mortelles causées par l’alcool dans 11 États qui ont mis en place un taux d’alcoolémie limite de 0,08 % au début des années 1990 en jumelant chaque État avec un État voisin dont le taux d’alcoolémie limite était de

25

0,10 % ou plus. Les études ont montré que les taux d’accidents mortels liés à l’alcool étaient considérablement moins élevés qu’avant dans tous les États qui ont adopté une réduction du taux limite, alors qu’aucun changement n’était constaté dans les États témoins. De même, Bernat et coll. (2004) ont constaté que la réduction de la limite du taux d’alcoolémie était associée à une diminution considérable du nombre d’accidents mortels nocturnes n’impliquant qu’un seul véhicule (qui sert souvent d’indicateur du nombre de collisions causées par l’alcool) dans les États qui ont adopté une limite du taux d’alcoolémie de 0,08 % avant 2001. Dans une étude plus récente, Tippetts et coll. (2005) et Wagenaar et coll. (2007) ont évalué l’efficacité des politiques qui rendent obligatoire une limite du taux d’alcoolémie de 0,08 % dans 28 États au moyen d’une étude de séries chronologiques interrompues fondées sur le modèle ARMMI. Les résultats montrent d’importantes variations dans l’efficacité entre les États, mais démontrent également que les politiques qui rendent obligatoire une limite de 0,08 % du taux d’alcoolémie diminuent les accidents mortels causés par l’alcool et les accidents causés par l’alcool à tous les taux d’alcoolémie. Relativement peu d’études portent sur la transition à une limite de 0,05 %, et la plupart de ces enquêtes présentent des lacunes sur le plan de la rigueur méthodologique (Deshapriya et Iwase [1996; 1998]; Bartl et Esberger [2010]; Homel [1994]).

Au sujet des limites de taux d’alcoolémie de moins de 0,08 %, l’étude rigoureuse de Hingson et coll. (1998) a porté sur les effets de la diminution de 0,10 % à 0,05 % de la limite du taux d’alcoolémie dans le Maine en 1988. En utilisant les données sur les accidents mortels de 1982 à 1994, les auteurs de cette étude ont constaté une diminution considérable du ratio des accidents mortels mettant en cause l’alcool et des accidents mortels ne mettant pas en cause l’alcool dans le Maine comparativement aux données de six autres États témoins de la Nouvelle-Angleterre. La principale qualité de cette étude était son utilisation de nombreux groupes témoins, tandis que son point faible était le regroupement de données couvrant de longues périodes. Ce regroupement a pu dissimuler des tendances qui existaient dans le Maine, mais qui n’existaient peut-être pas ailleurs. De même, Desapriya et coll. (2007) ont évalué l’efficacité d’une transition d’une limite du taux d’alcoolémie de 0,05 % à 0,03 % au Japon en 2002, en utilisant comme groupe témoin les accidents où l’alcool n’était pas en cause. Les auteurs de l’étude ont constaté une diminution de 30 % à 40 % des accidents causés par l’alcool, sans réduction significative du nombre total d’accidents. Comme dans l’étude de Hingson, les taux ont été regroupés sur de longues périodes (3 ans); toutefois, contrairement à l’étude de Hingson, aucun territoire témoin n’a été

26

utilisé.

Peu d’études ont utilisé des méthodes de séries chronologiques interrompues pour évaluer l’efficacité des contremesures consistant à imposer un taux d’alcoolémie limite peu élevé, comparativement aux études qui ont servi à évaluer les limites de taux d’alcoolémie de 0,08 %. Dans une étude, Andreucetti et coll. (2011) ont évalué l’efficacité de la réduction de la limite du taux d’alcoolémie de 0,06 % à 0,02 % mise en œuvre à São Paulo en 2008 sur les collisions mortelles et les collisions avec blessés. Les modèles ARMMI ont été ajustés aux taux de collision avec des covariables qui représentaient l’intervention et la grève des services de police survenue à peu près au même moment. Bien que les taux d’accident aient diminué considérablement au moment du changement de politique, aucune série chronologie témoin n’a été utilisée, et par conséquent, l’interprétation est difficile. Albalate (2008) a effectué ce qui pourrait être l’étude la plus rigoureuse sur l’efficacité des politiques sur les taux d’alcoolémie de moins de 0,05 %. L’auteur de cette étude a examiné les taux d’accidents mortels dans plusieurs pays de l’Union européenne qui ont mis en place ces politiques de 1991 à 2003. Cette analyse a porté sur une régression linéaire et comportait des témoins tenant compte des effets saisonniers et des effets confusionnels, notamment la présence de prélèvements aléatoires d’haleine dans chaque pays et les taux de chômage dans chaque pays. Les politiques sur les taux d’alcoolémie ont clairement entraîné des réductions des accidents mortels dans les pays visés par l’étude, mais puisqu’il s’agissait d’une étude à effets fixes, la généralisation de ses résultats est difficile.

En plus des études qui portent sur l’effet de la diminution des limites des taux d’alcoolémie sur les collisions, d’autres études portent sur une mesure indirecte, soit la quantité d’alcool consommée avant et/ou pendant la conduite. Par exemple, Berenhoft et Behrensdorff (2003) ont mené des enquêtes téléphoniques au Danemark qui ont révélé que les gens affirmaient boire moins et/ou moins souvent avant de prendre le volant depuis la mise en place en 1998 d’une politique qui a fait passer la limite du taux d’alcoolémie de 0,08 % à 0,05 %. En utilisant une méthodologie semblable, Assum (2010) a obtenu des résultats similaires lorsque la Norvège a diminué la limite du taux d’alcoolémie de 0,05 % à 0,02 % en 2001. Toutefois, dans les deux cas, la diminution de la limite ne semble pas avoir entraîné de réduction des accidents ni des accidents mortels liés à la conduite en état d’ivresse. En utilisant une démarche plus directe, Mathijssen (2005) a examiné des données sur des analyses d’haleine effectuées sur

27

place aux Pays-Bas, et son étude a révélé une diminution de 27 % du nombre de conducteurs dont le taux d’alcoolémie était de 0,05 % ou plus après la mise en place d’une limite de 0,05 % en 1974. Ce changement a toutefois été effectué au même moment que d’autres contremesures visant la conduite en état d’ivresse.

En résumé, les données de base confirment l’hypothèse selon laquelle la réduction du taux d’alcoolémie autorisé améliore la sécurité routière. Des données de qualité confirment clairement cette hypothèse en montrant l’efficacité de la diminution de 0,10 % à 0,08 % de la limite du taux d’alcoolémie. Des données de moindre qualité favorisent une réduction supplémentaire à 0,05 % ou à des taux inférieurs.

Mise en fourrière de véhicules

APERÇU Mise en fourrière à long terme de véhicules La mise en fourrière à long terme de véhicules a été mise en place en février 1999 en vertu de l’article 55.1 du Code de la route. Ce programme s’applique aux véhicules dont le conducteur est l’objet d’une ordonnance d’interdiction de conduire en raison d’une condamnation prononcée en vertu du Code criminel du Canada (CCC). Les mises en fourrière à long terme de véhicules sont appliquées en fonction du nombre de fois qu’un véhicule a été mis en fourrière; la première mise en fourrière dure 45 jours, puis la deuxième et la troisième mises en fourrière survenant en moins de deux ans durent respectivement 90 et 180 jours, comme l’illustre la figure 3. En plus de voir son véhicule mis en fourrière, le propriétaire du véhicule ou titulaire du certificat d’immatriculation doit payer les frais de remorquage et d’entreposage, qui varient en fonction du service de police. Le conducteur reconnu coupable doit également payer une amende dont le montant est fixé par le tribunal. Le propriétaire du véhicule ou titulaire du certificat d’immatriculation peut interjeter appel de la mise en fourrière si 1) le véhicule a été volé, 2) le conducteur ne faisait pas l’objet d’une suspension de son permis de conduire en vertu du Code criminel, 3) le propriétaire avait fait preuve de diligence raisonnable et 4) la perte du véhicule causerait un préjudice excessif.

{

45 jours pour une 1re

occurrence 90 jours pour une 2

e occurrence

180 jours pour une 3e occurrence

Conducteur qui conduit en étant sous le coup d’une

interdiction en raison d’une infraction au CCC

Mise en fourrière

Véhicule

Paie les frais d’entreposage et de remorquage

Propriétaire du véhicule/titulaire du certificat d’immatriculation

Conducteur Condamnation

Amende

aAlcoolémie ˃ 0,08 % (art. 253 du CCC)

aRefus de subir un test (art.

254 du CCC)

2) Paiement du remorquage et de l’entreposage par le conducteur

b,cConduite pendant une suspension en

vertu du Code de la route

1) Mise en fourrière immédiate de sept jours

bManquement à une condition

d’utilisation de l’antidémarreur

28

Figure 3. Représentation graphique de la contremesure de la mise en fourrière à long terme de véhicules.

Mise en fourrière de sept jours de véhicules La mise en fourrière de sept jours de véhicules est entrée en vigueur en décembre 2010 en vertu des articles 55.2 et 41.4 du Code de la route. Cette contremesure vise quatre groupes : 1) les conducteurs qui ont un taux d’alcoolémie supérieur à 0,08 %; 2) les conducteurs qui refusent de fournir un échantillon d’haleine; 3) les conducteurs qui enfreignent leur condition d’utilisation d’un antidémarreur et 4) les conducteurs qui conduisent pendant la suspension de leur permis de conduire en vertu du Code de la route (voir la figure 4). Les conducteurs faisant partie de ces sous-groupes reçoivent sur place un avis de mise en fourrière d’un agent de police, et leur véhicule est ensuite mis en fourrière.

Figure 4. Représentation graphique de la contremesure de la mise en fourrière de sept jours de véhicules.

29

aCes conducteurs reçoivent aussi une suspension administrative immédiate du permis de conduire de 90 jours (art. 48.3.2 du Code de la route), ainsi que des accusations en vertu du Code criminel; bD’autres montants et pénalités s’appliquent; cCette mesure comprend la suspension administrative immédiate du permis de conduire de 90 jours, une suspension pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la « fourchette d’avertissement », la suspension du permis pour avoir eu un taux d’alcoolémie supérieur à zéro et la suspension pour refus de se plier aux mesures correctives.

DOCUMENTATION PERTINENTE La mise en fourrière des véhicules dans les cas d’infractions de conduite en état d’ivresse et d’autres infractions connexes est une contremesure utilisée depuis longtemps. Toutefois, à notre connaissance, aucune étude publiée et évaluée par les pairs n’a été menée sur la mise en fourrière comme contremesure isolée à l’extérieur des États-Unis. Des études menées aux États-Unis indiquent que la mise en fourrière à elle seule peut faire diminuer différentes formes de récidive. Certaines études montrent que la mise en fourrière, combinée à d’autres contremesures qui visent les conducteurs, comme les suspensions de permis de conduire, contribue à faire diminuer les taux d’accidents mortels. Au Canada, les contremesures de mise en fourrière des véhicules ont été mises en œuvre conjointement avec d’autres contremesures. Par exemple, la Colombie-Britannique a mis en place en 2010 des sanctions entrant en vigueur sur-le-champ, notamment la mise en fourrière de véhicules et la suspension de permis de conduire, ce qui a mené à une diminution de 21 % des accidents mortels, de 8 % des hospitalisations attribuables à des collisions et de 7,2 % des sorties d’ambulance attribuables à des blessures subies dans des accidents de la route (Brubacher et coll., 2014; Beirness et Beasley, 2014). Au Manitoba, Beirness et coll. (1997) ont constaté que l’entrée en vigueur de la mise en fourrière des véhicules parallèlement à la suspension des permis de conduire en 1989 a entraîné une diminution des accidents mortels et des accidents avec blessés survenant la nuit. Toutefois, une abondante documentation montre que les suspensions de permis à elles seules ont un effet dissuasif (Mann et coll., 2002). Par conséquent, ces études n’ont pas permis de mesurer l’efficacité des mises en fourrière à elles seules. Toutefois, des études menées aux États-Unis sur les programmes de mise en fourrière permettent de mesurer l’efficacité de la mise en fourrière seule (Voas et coll., 2004). Voas, Tippetts et Taylor (1998) ont étudié l’entrée en vigueur d’une politique de mise en fourrière à plusieurs étapes en Ohio en 2013. Dans ce programme, les conducteurs

30

accusés d’avoir conduit un véhicule pendant la suspension de leur permis étaient assujettis à une mise en fourrière de leur véhicule de 30 jours dans le cas d’une première infraction et de 60 jours dans le cas d’une deuxième infraction. Dans le cas d’une troisième infraction, leur véhicule est confisqué. Les infractions de conduite avec facultés affaiblies faisaient également l’objet d’une mise en fourrière de 90 jours dans le cas d’une deuxième infraction et de 180 jours dans le cas d’une troisième infraction. Toutefois, une importante proportion de conducteurs admissibles à la mise en fourrière n’ont pas subi de mise en fourrière, ce qui a donné aux auteurs de l’étude un groupe témoin raisonnable. Différentes raisons peuvent expliquer pourquoi un conducteur pourrait éviter la mise en fourrière en Ohio, et les auteurs reconnaissent qu’il est possible qu’ils n’aient pas pu ajuster entièrement leur analyse en fonction de ces influences. Abstraction faite de cette mise en garde raisonnable, les auteurs ont constaté une diminution considérable des récidives chez les conducteurs dont le véhicule était mis en fourrière comparativement aux autres, et ce, aussi bien dans les cas de récidive de la conduite avec facultés affaiblies que de la récidive pour conduite pendant une suspension de permis; la mise en fourrière a permis des réductions des récidives pouvant atteindre 58 % dans certains cas.

En Californie, une politique de mise en fourrière des véhicules de 30 jours a été mise en place en 1994 pour les véhicules qui sont conduits par un conducteur qui est sous le coup d’une suspension. Cette contremesure a entraîné une diminution des cas de récidive de conduite avec facultés affaiblies et de conduite pendant une suspension de permis, mais n’a pas eu d’effets observables sur les taux globaux de collision des conducteurs suspendus (DeYoung 1999; 2000). L’étude de Deyoung (1999) a comparé la récidive des conducteurs qui avaient commis une infraction (conduite avec facultés affaiblies et conduite pendant une suspension de permis) au cours de l’année qui a précédé et de l’année qui a suivi l’entrée en vigueur de la contremesure de mise en fourrière des véhicules. Afin d’assurer l’équivalence des groupes avant et après l’entrée en vigueur de cette contremesure, l’auteur a effectué un appariement et un ajustement statistiques entre les groupes en fonction de leurs caractéristiques démographiques. Les contrevenants qui en étaient à une première infraction et dont le véhicule a été mis en fourrière ont montré une réduction de 24 % des récidives de conduite avec facultés affaiblies et de conduite pendant une suspension de permis, tandis que chez les contrevenants qui avaient déjà commis des infractions, les récidives ont diminué de 34 %. De même, DeYoung (2000) a effectué une analyse de séries chronologiques interrompues fondée sur le modèle ARMMI des taux de collision pour les conducteurs

31

qui avaient été suspendus au cours des cinq années précédant ou suivant l’entrée en vigueur de cette mesure. En utilisant un groupe témoin composé de conducteurs qui n’ont pas été suspendus, l’auteur a constaté que la mise en fourrière n’avait pas d’effet sur les taux de collision des conducteurs dont le permis avait été suspendu comparativement aux conducteurs du groupe témoin. Toutefois, dans une étude beaucoup moins vaste menée à Uplands, en Californie, Cooper, Chira-Chavala et Gillen (2000) ont constaté que les contremesures de mise en fourrière, en plus de diminuer les cas de conducteurs qui conduisaient sans autorisation et les cas de conduite avec facultés affaiblies, en plus de diminuer le nombre de certains types de collision. En plus de la mise en fourrière des véhicules, certaines administrations ont mis en œuvre d’autres contremesures visant les véhicules, notamment la confiscation des véhicules et la mise en fourrière des plaques d’immatriculation, deux mesures qui auraient permis de réduire la récidive (par exemple, la confiscation des véhicules à Portland, en Oregon [Crosby, 1996] et la mise en fourrière des plaques d’immatriculation au Minnesota [Preusser, 2011]). Puisque ces programmes sont différents de la mise en fourrière sur plusieurs points importants, nous n’allons pas les examiner en détail.

Notons que la recherche actuelle sur la mise en fourrière des véhicules indique que ce programme entraîne des conséquences non voulues. Par exemple, Peck et Voas (2002) décrivent de quelle façon les véhicules de conducteurs coupables de conduite pendant une suspension de permis et de conduite avec facultés affaiblies ont souvent une faible valeur; les auteurs vont même jusqu’à dire que les délinquants expérimentés pourraient acheter des véhicules de très faible valeur afin de pouvoir les abandonner en cas de mise en fourrière. Les auteurs indiquent un autre problème concernant les contremesures visant les véhicules, soit la propriété conjointe de bon nombre des véhicules des conducteurs avec les facultés affaiblies. Dans certains cas, la mise en fourrière peut donc causer un préjudice injustifié à des membres de la communauté qui n’ont pas commis d’infraction. Le programme de mise en fourrière à long terme de véhicules de l’Ontario ne tient pas compte de ces facteurs, comme nous l’avons décrit précédemment. Une difficulté plus délicate concernant les programmes de mise en fourrière et de confiscation a été soulignée par Lee et coll. (2009), qui ont constaté que ces sanctions pouvaient amener des conducteurs à fuir les policiers afin de ne pas perdre un bien de grande valeur, ce qui peut représenter un danger pour les membres

32

de la communauté, pour eux-mêmes et pour les agents de police. On peut présumer que ce problème est exacerbé dans le cas des programmes de confiscation.

Taux d’alcoolémie de zéro

APERÇU Les exigences selon lesquelles le taux d’alcoolémie doit être de zéro pour certains conducteurs ont été mises en œuvre le 1er août 2010 en vertu des articles 44.1 et 48.2.1 du Code de la route. Ces mesures visent les conducteurs débutants dans le système de délivrance graduelle des permis de conduire et tous les conducteurs de moins de 22 ans qui conduisent avec une présence d’alcool dans le sang. Ces conducteurs reçoivent une suspension immédiate de 24 heures de leur permis de conduire et, s’ils sont reconnus coupables, ils reçoivent une suspension supplémentaire de 30 jours et une amende de 60 $ à 500 $ (voir la figure 5). Les conducteurs débutants sont assujettis à un élément progressif qui prévoit une suspension de 90 jours s’ils sont reconnus coupables d’une deuxième infraction en cinq ans. Dans le cas d’une troisième condamnation, le permis du conducteur débutant est annulé, et le conducteur doit reprendre le processus d’obtention de permis.

Figure 5. Représentation graphique des contremesures du taux d’alcoolémie de zéro.

DOCUMENTATION PERTINENTE Selon le consensus qui semble se dégager de la documentation, les politiques qui interdisent la consommation d’alcool chez les conducteurs jeunes et/ou débutants aux

33

États-Unis entraînent une diminution des taux de collision. Une étude menée récemment sur les 50 États soutiendrait le contraire puisqu’elle n’a révélé aucun effet attribuable aux lois sur la tolérance zéro chez les conducteurs ayant consommé de l’alcool et qui sont impliqués dans un accident mortel (Fell et coll., 2007). Toutefois, cette étude regroupait les résultats pour les conducteurs de tous les âges, ce qui a pu masquer un effet sur les conducteurs de moins de 21 ans, qui sont visés par les politiques de tolérance zéro. La même source de données a été utilisée précédemment dans une autre étude nationale portait sur les résultats propres au groupe des conducteurs de moins de 21 ans. Cette étude avait constaté que les politiques de tolérance zéro avaient entraîné une diminution de 24 % du nombre de conducteurs de moins de 21 ans ayant consommé de l’alcool et ayant été impliqués dans un accident mortel (Voas et coll., 2003).

De nombreuses études qui portent sur les collisions chez les jeunes conducteurs seulement montrent que ces lois donnent de bons résultats. Par exemple, une étude rigoureuse a porté sur 12 paires d’États, soit un État ayant adopté une politique soumettant les jeunes conducteurs à un taux autorisé d’alcoolémie plus bas et un État n’ayant pas adopté ce genre de mesure (Hingson, Heeren et Winter, 1994). Le nombre d’accidents mortels nocturnes n’impliquant qu’un seul véhicule, proportionnellement au nombre total d’accidents mortels survenus dans le groupe des 21 ans et moins a été comparé sur les périodes qui ont précédé et suivi l’entrée en vigueur de la politique dans chacune des paires d’États. L’étude a révélé une diminution de 16 % de la proportion d’accidents mortels nocturnes n’impliquant qu’un seul véhicule au cours des années qui ont suivi l’entrée en vigueur de la politique par rapport aux années qui ont précédé la politique chez les conducteurs de moins de 21 ans dans les États où la politique a été mise en œuvre, tandis que cette proportion, dans le même groupe d’âge, a augmenté de 1 % dans les 12 États qui ont servi à la comparaison.

Cette tendance a également été observée dans les études qui ont porté sur des États non jumelés ou sur des petits groupes d’États. Lacey et ses collaborateurs (2000) ont examiné l’incidence des politiques de tolérance zéro sur les accidents nocturnes avec blessés n’impliquant qu’un seul véhicule en Floride, dans le Maine, en Oregon et au Texas. Cette statistique a été comparée au nombre de conducteurs de moins de 21 ans impliqués dans des accidents diurnes avec blessés impliquant plusieurs véhicules. Dans deux des États en question (le Maine et l’Oregon), les politiques de tolérance zéro avaient entraîné une réduction des accidents causés par l’alcool d’environ 30 à 40 %.

34

Bloomberg (1992) a évalué l’incidence de la politique de tolérance zéro du Maryland sur une période de 48 mois précédant l’entrée en vigueur de la politique et pendant 24 mois après l’entrée en vigueur de la politique. Les résultats indiquent une diminution significative du nombre de conducteurs de moins de 21 ans qui « avaient consommé de l’alcool » impliqués dans des collisions, après ajustement pour tenir compte des tendances générales. De même, une étude menée au Michigan a montré une diminution statistiquement significative du nombre de conducteurs de moins de 21 ans « ayant consommé de l’alcool » au cours de la période qui a suivi la mise en œuvre de la politique par rapport à la période qui a précédé l’entrée en vigueur de la politique, sans que la même diminution soit observée chez les conducteurs de 21 ans et plus, ce qui permet de croire que la politique de tolérance zéro a eu un effet unique chez le groupe cible des moins de 21 ans (Streff et Hopp, 1997).

Des résultats qui vont dans le même sens sont ressortis d’une étude menée en Californie; dans cette étude, le nombre de conducteurs de 16 à 20 ans et de 21 à 35 ans qui avaient une présence d’alcool dans le sang et qui ont été impliqués dans des accidents mortels a été comparé aux populations équivalentes au Colorado, dans le Wyoming, au Texas et au Nevada au cours d’une période de huit ans (Martin et Andreasson, 1996). En Californie, au cours des 18 premiers mois de la mise en œuvre de la politique de tolérance zéro, la proportion de conducteurs de 16 à 20 ans ayant une présence d’alcool dans le sang et ayant été impliqués dans des accidents mortels a diminué de 21 % par rapport aux six années précédentes (comparativement à une diminution de 1 % à la suite de la mise en œuvre de la politique chez les conducteurs de 21 à 35 ans de la Californie). Cette importante différence dans la diminution du taux d’accidents mortels entre le groupe des conducteurs les plus jeunes (visés par la politique) et les conducteurs plus âgés (non visés) n’a pas été constatée dans les quatre États témoins. Dans ces États témoins, une diminution de 12 % chez les 16 à 20 ans a été observée au cours des 18 premiers mois de la mise en œuvre de la politique de tolérance zéro en Californie, et une diminution similaire de 9 % chez les adultes de 21 à 35 ans a été observée (Voas, Lange et Tippetts, 1998). Toutefois, il n’est pas certain que la diminution des accidents causés par l’alcool chez les conducteurs de moins de 21 ans en Californie ait été attribuable à la loi sur la tolérance zéro puisque des réductions équivalentes ont été observées dans d’autres groupes dans diverses circonstances (Grant, 2010).

35

Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool

APERÇU Le Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool a été mis en place en septembre 1998. Il s’agit d’un volet obligatoire du processus de rétablissement du permis de conduire, en vertu de l’article 41.1 du Code de la route, pour tous les conducteurs reconnus coupables d’infractions criminelles liées à la conduite en état d’ivresse en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC et, depuis mai 2009, pour les conducteurs qui ont reçu plusieurs sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement. Ce programme, appelé Bonne conduite, est actuellement administré par le Centre de toxicomanie et de santé mentale (CAMH).

Lorsqu’il a été mis en place pour la première fois, le programme comprenait seulement un volet d’éducation. Le volet d’éducation est un cours d’une journée (8 heures) pendant lequel on présente aux participants de l’information sur des mythes et des facteurs concernant l’alcool et d’autres drogues; par exemple, l’effet de l’alcool et des autres drogues sur sa conduite et la sécurité; les conséquences légales et personnelles d’une condamnation pour conduite avec facultés affaiblies ainsi que les façons d’éviter de conduire en état d’ivresse.

En octobre 2000, le programme a été élargi, et un volet d’évaluation et de traitement y a été ajouté, ainsi qu’une entrevue de suivi. Dans les 30 jours qui suivent la présentation de leur demande d’inscription au programme, les conducteurs subissent une évaluation qui les dirige vers le volet d’éducation ou le volet de traitement, qu’ils suivent dans les 60 jours qui suivent leur évaluation. Le volet de traitement est un cours de deux jours (16 heures) dans lequel on informe les participants sur les raisons qui poussent les gens à consommer de l’alcool ou d’autres drogues, sur les conséquences pour la vie d’une personne; on renseigne les participants sur leur consommation d’alcool et d’autres drogues et ses conséquences; les participants s’engagent à diminuer leur consommation qui pose problème; apprennent à gérer leur stress, leurs communications, leur colère, etc.; planifient des moyens d’éviter les rechutes et prennent connaissance de stratégies pour éviter de conduire en état d’ivresse. Les deux volets comprennent des présentations, des exercices, des discussions et des travaux en groupe. L’entrevue de suivi (30 minutes) est effectuée au téléphone six mois après la fin du volet d’éducation ou de traitement. Le participant doit avoir terminé ce

36

programme avant la fin de la suspension de son permis de conduire pour pouvoir rétablir son permis. Les conducteurs qui ne le font pas reçoivent une suspension d’une durée indéterminée pour refus de se conformer aux mesures correctives en vertu du Code de la route.

Figure 6. Représentation graphique du programme de mesures correctives.

DOCUMENTATION PERTINENTE En Ontario, le programme Bonne conduite a fait l’objet d’une évaluation pour déterminer la fiabilité des mesures individuelles d’évaluation (par exemple, l’ACSAS et le RIASI) (Mann et coll., 2006) et pour étudier des résultats spécifiques cliniques ou sans lien avec la conduite automobile pour les participants, par exemple le taux de mortalité (Mann, Vingilis et Stewart, 1988; Mann et coll., 1994). En 2012, Flam-Zalcman et coll. ont comparé les résultats pour les participants inscrits au programme d’éducation, plus court, et pour les participants inscrits au programme de traitement, qui est plus long. Au moyen d’un plan expérimental de discontinuité de la régression, Flam-Zalcman et coll. ont constaté que le programme de traitement, plus long, entraîne une diminution significative de la quantité d’alcool que les participants déclarent avoir consommé dans les 90 jours suivant la fin du programme, comparativement au programme de traitement plus court. Les participants ont été dirigés vers le traitement court ou long en fonction de leur résultat sur deux échelles de la gravité de la dépendance.

Stoduto et coll. (2014) ont analysé les questionnaires d’autoévaluation d’un important échantillon de 22 277 participants au programme Bonne conduite de 2000 à 2005, avant et après leur participation au programme. Ils ont également observé une diminution significative, dans les rapports subséquents des participants, du nombre de jours au cours desquels ils ont consommé de l’alcool et du nombre de consommations par occasion. Les participants ont signalé une diminution de leur consommation d’alcool

37

et de drogue ainsi que des diminutions des incidences sociales négatives de leur consommation d’alcool (par exemple, en ce qui concerne leur santé physique, leurs aptitudes cognitives, leur humeur, leurs relations et leur agressivité).

Rootman et coll. (2005) ont évalué des facteurs associés au fait d’avoir suivi le programme Bonne conduite. Rootman et coll. ont analysé un échantillon de participants au programme de 2002 à 2005 et ont observé un taux d’achèvement du programme de 97 %. Ils ont relevé les caractéristiques démographiques des participants qui n’ont pas achevé le programme et ont constaté qu’en général, les participants qui ne terminent pas le programme sont plus jeunes, ne sont pas propriétaires de leur résidence, vivent dans un centre urbain, sont plus susceptibles d’avoir été déclarés coupables de conduite avec facultés affaiblies au moins deux fois dans leur vie, sont plus susceptibles de déclarer une consommation d’alcool fréquente et sont plus susceptibles d’avoir vécu plus d’une conséquence négative relativement à une consommation excessive d’alcool ou d’autres drogues. Jusqu’à maintenant, aucune étude n’a été menée sur le programme Bonne conduite pour évaluer la relation entre la participation au programme et la récidive. La documentation en général sur les programmes de mesures correctives à l’intention des conducteurs en Amérique du Nord va au-delà des résultats cliniques pour suivre l’évolution des méthodes de traitement observée depuis la fin des années 1960 et pour répondre à des questions clés concernant l’incidence des programmes de mesures correctives sur les taux de récidive.

Les premiers programmes de mesures correctives montraient aux conducteurs en quoi l’alcool nuit aux capacités de conduite. Les évaluations de ces programmes montraient que les programmes donnaient des résultats mitigés quant à la diminution des collisions causées par l’alcool et à la récidive en matière de conduite en état d’ivresse (Malfetti et Winter, 1980; Swenson et Clay, 1977; Whitehead, 1975; Holden, 1983; Elisabeth Wells-Parker et coll., 1988; Watson, 1998; Swenson et coll., 1981). Une métaanalyse exhaustive de 215 études sur l’efficacité des programmes de mesures correctives menée par Wells-Parker et coll. (1995) a permis de constater que les mesures correctives avaient un effet moyen de 8 à 9 % sur la récidive en matière de conduite en état d’ivresse comparativement à l’absence de mesures correctives. Au moyen d’une analyse de régression, les auteurs ont constaté que les programmes les plus efficaces sont ceux qui combinent l’éducation, la psychothérapie et le suivi auprès des participants. Les chercheurs ont également observé que la prise de sanctions liées au permis de conduire parallèlement au traitement correctif est la méthode qui donne le

38

plus de résultats positifs pour les participants. Ces nouvelles méthodes amènent les conducteurs à prendre conscience des risques de la conduite en état d’ivresse, et certaines études montrent que ces méthodes ont une incidence sur la consommation d’alcool, la récidive, les collisions et les accidents mortels (Foon, 1988; E. Wells-Parker et coll., 1995; Mann, Vingilis et Stewart, 1988; Nochajski et Stasiewicz, 2002; Brown et coll., 2010; DeYoung, 1997).

La mise en place d’une thérapie cognitivo-comportementale dans un programme de la Floride appelé TRIAD a permis de réduire la récidive. Toutefois, la proportion de participants qui ne suivent pas l’ensemble du programme représentait un facteur de risque important. Les chercheurs ont constaté que la très faible proportion (3 %) de participants qui ne terminaient pas le programme à la suite d’une évaluation initiale étaient responsables de 75 % des cas de récidive (Moore et coll., 2008). Un autre facteur associé étroitement à la récidive est l’humeur dépressive du contrevenant. Wells-Parker et coll. (2009) ont constaté que la dépression est facteur de risque important de récidive, et ce, que le participant ait suivi un programme individualisé avec counselling de suivi ou un programme plus court et général. Cette constatation est particulièrement pertinente compte tenu des taux élevés de dépression observés dans l’ensemble des conducteurs avec les facultés affaiblies (Gamble et coll., 2013).

Le Mississippi Alcohol Safety Education Program est un bon exemple de programme de mesures correctives dans lequel les résultats d’études d’évaluation servent à orienter l’évolution du programme. Au cours des quatre versions du programme, son contenu et sa structure ont évolué en fonction de l’évolution démographique et de manière à optimiser l’efficacité du programme concernant la réduction de la récidive parmi les individus déclarés coupables de conduite avec facultés affaiblies. Une évaluation récente a porté sur les taux de récidive de la conduite avec facultés affaiblies entre deux groupes de participants, soit ceux qui ont terminé le cours à temps (c.-à-d. à l’intérieur d’un délai de trois mois) et ceux qui n’ont pas achevé le programme et les contrevenants qui ne se sont pas inscrits au cours (Robertson et coll., 2013). Les participants ont suivi l’une de deux versions du programme. Des modèles de régression de Cox ont été conçus pour modéliser les taux de récidive en fonction de l’achèvement ou non du programme et de la version du programme qui a été suivie. Comparativement aux personnes qui n’ont pas achevé le programme ou qui ne s’y sont pas inscrites, les contrevenants qui ont achevé le programme montrent un taux de récidive de la conduite avec facultés affaiblies considérablement moins élevé après

39

12 et 36 mois. Il n’y avait pas de différence importante dans le taux de récidive des participants qui ont suivi la version de 2008 du programme comparativement à ceux qui ont suivi la version de 2000. Tant les participants qui ont achevé le programme à temps que ceux qui ne l’ont pas suivi au complet n’ont pas récidivé pendant une plus longue période que le groupe de contrevenants qui ne se sont pas inscrits au programme. Bien que l’étude permette de croire que l’intervention a eu un effet, quelques limitations nous obligent à mettre un bémol à cette étude, notamment le fait que la mesure des résultats a été définie différemment entre les groupes, ce qui fait que le calcul de la période sans récidive entre les groupes n’est pas directement comparable.

40

Antidémarreur

VUE D’ENSEMBLE Programme d’utilisation d’antidémarreurs

Le Programme d’utilisation d’antidémarreurs a été mis en place en décembre 2001 en vertu de l’article 41.2 du Code de la route. Un antidémarreur est un appareil de mesure du taux d’alcoolémie dans l’air expiré qui empêche un véhicule de démarrer lorsqu’il décèle un taux d’alcoolémie supérieur à une limite préétablie de 0,02 %. L’appareil est installé à l’intérieur du véhicule, près du siège du conducteur, et est relié au dispositif d’allumage du moteur.

Pour être admissibles à la version originale du Programme d’utilisation d’antidémarreurs (avant la mise en œuvre du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs le 3 août 2010), les conducteurs devaient purger l’ensemble de leur interdiction de conduire en raison d’une infraction criminelle et suivre le Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool. Une fois que ces conditions étaient remplies, le permis des conducteurs était assorti d’une condition d’utilisation d’un antidémarreur qui nécessitait l’installation d’un antidémarreur dans tous les véhicules qu’ils conduisaient. Les conducteurs qui choisissaient de ne pas installer un antidémarreur ne pouvaient pas conduire pendant toute la durée de leur condition d’utilisation d’un antidémarreur. La durée de la condition d’utilisation d’un antidémarreur dépendait du nombre de condamnations antérieures pour conduite avec facultés affaiblies; après une infraction, la condition durait un an; dans le cas d’une deuxième infraction, la condition durait trois ans, et dans le cas d’une troisième infraction, la condition était valide à vie.

Les conducteurs participant au programme original devaient obtenir leur antidémarreur et s’inscrire auprès d’un fournisseur de service autorisé et faire installer l’antidémarreur dans leur véhicule par le fournisseur de service. L’appareil est inspecté par le fournisseur de service aux 30 à 60 jours et, au moment de l’inspection, les données provenant de l’antidémarreur sur le nombre et le type de manquements (ces manquements sont répartis en fonction du taux d’alcoolémie détecté et du fait que le véhicule avait déjà été démarré) sont téléchargées dans la base de données du fournisseur de service. Si le conducteur enfreint les règles du programme, notamment en falsifiant l’antidémarreur, en conduisant un véhicule sans antidémarreur ou en ne se présentant pas à un rendez-vous avec le fournisseur de service, la période pendant

41

Coupable d’infraction

criminelle de conduite en

état d’ivresse

Suspension de 1 an (art. 41 du Code de la route)

a

Condition d’utilisation de l’antidémarreur

de 1 an

Demande de retrait de la condition du permis de conduire

laquelle la condition demeure inscrite sur le permis du conducteur peut être prolongée, et le conducteur peut faire l’objet d’accusations en vertu du Code criminel ou de lois provinciales. Le conducteur, même s’il ne faisait pas installer d’antidémarreur, devait, à l’échéance de la condition d’utilisation d’un antidémarreur, demander au MTO le retrait de la condition de son permis de conduire. S’il ne le faisait pas, la condition demeurait en vigueur indéfiniment.

Figure 7. Représentation graphique du Programme d’utilisation d’antidémarreurs.

aSi une interdiction de conduire en vertu du Code criminel est plus longue que la suspension prévue à l’article 41 ou 42 du Code de la route, le permis demeure suspendu (article 43 du Code de la route). Le fait de ne pas suivre le programme d’éducation et de traitement sur l’alcool pendant la suspension entraîne la suspension du conducteur pour une période indéterminée. En mai 2009, le Programme d’utilisation d’antidémarreurs a été élargi et englobe maintenant les conducteurs dont le permis a été suspendu pour avoir enregistré un taux d’alcoolémie de plus de 0,05 % à au moins trois reprises au cours d’une période de cinq ans. Ces conducteurs sont assujettis à une condition d’utilisation d’antidémarreur de six mois sur leur permis; par la suite, cette condition est automatiquement retirée de leur permis.

Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des

antidémarreurs

Le Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs (ci-après appelé le « Programme d’examen de la conduite ») a été mis en place le 3 août 2010 en vertu de l’article 41.4.1 du Code de la route et du règlement 287/08 de la partie IV du Code de la route. Ce programme vise les conducteurs qui en sont à leur première déclaration de culpabilité pour infraction criminelle de conduite en état d’ivresse. Cette contremesure modifie le programme qui était déjà en place – le Programme d’utilisation d’antidémarreurs – en réduisant la durée de la suspension du permis de conduire, réduction qui s’accompagne d’une

42

diminution de la durée de l’interdiction de conduire imposée en vertu des lois fédérales, si le conducteur installe un antidémarreur obligatoire (voir la figure 8). Alors qu’un conducteur de l’Ontario reconnu coupable aux termes de l’article 253 ou 254 du Code criminel pour la première fois recevrait habituellement une interdiction de conduire de 12 mois suivie d’une obligation d’avoir un antidémarreur de 12 mois en vertu de la loi provinciale, le Programme d’examen de la conduite (de concert avec le Code criminel) permet la réduction de la durée de l’interdiction de conduire pour les contrevenants admissibles qui en sont à leur première infraction. En particulier, une classe (« volet A ») permet une interdiction de conduire de trois mois suivie de l’obligation d’utiliser un antidémarreur pendant neuf mois, alors qu’une deuxième classe (« volet B ») permet une interdiction de conduire de six mois suivie d’une obligation d’utiliser un antidémarreur pendant 12 mois. Pour pouvoir participer au Programme d’examen de la conduite, le conducteur reconnu coupable doit être admissible et doit remplir certaines conditions à l’intérieur de certaines dates. Pour être admissible au volet A, le conducteur doit avoir plaidé coupable à son accusation criminelle de conduite en état d’ivresse, et le conducteur doit avoir été déclaré coupable et condamné dans les 90 jours qui suivent l’infraction. Si la condamnation n’est pas effectuée dans les 90 jours qui suivent l’infraction, mais que tous les autres critères d’admissibilité sont remplis, le conducteur est admissible au volet B. Un conducteur admissible et reconnu coupable est invité à participer au Programme d’examen de la conduite par lettre; ce conducteur doit par la suite remplir les conditions du programme. En particulier, le conducteur doit suivre l’élément d’évaluation du Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool, fournir une preuve d’une entente sur l’utilisation d’un antidémarreur avant la fin de son interdiction de conduire et doit faire installer l’antidémarreur dans les 30 jours suivant l’entrée en vigueur de la condition qui l’oblige à utiliser un antidémarreur.

Si un conducteur n’est pas admissible au Programme d’examen de la conduite, ce conducteur est alors assujetti au programme d’utilisation d’antidémarreurs qui était déjà en place, soit le volet C. De même, si un contrevenant ne remplit pas les obligations du Programme d’examen de la conduite ou enfreint les règles du programme, il fera l’objet d’une nouvelle suspension aux termes de l’article 57 du Code de la route, fera partie du volet C et pourrait faire l’objet d’autres accusations au criminel. Les conducteurs du volet C (le programme original) doivent faire installer un antidémarreur pour pouvoir conduire. Ils peuvent aussi simplement attendre que l’obligation cesse d’être en vigueur en ne faisant pas installer l’antidémarreur et en ne conduisant pas pendant la période de 12 mois de cette obligation.

Fin de la condition d’utilisation de l’antidémarreur

Suspension d’au moins

3 moisa

Suspension d’au moins

6 moisa

Volet B

Volet A

Au moins 9 mois d’antidémarreur

b

Au moins 12 mois

d’antidémarreub Périodes de

prolongations de trois mois jusqu’à ce qu’il

n’y ait aucun manquement pendant

trois mois

Retrait automatique de la condition d’utilisation de l’antidémarreur à moins

de manquements au cours des trois derniers

mois

1re

condamnation pour infraction criminelle de conduite en

état d’ivresse

43

Figure 8. Représentation graphique du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs.

aEn fonction de la « période minimale d’interdiction absolue » (article 259.1.2 du Code criminel). En ce qui concerne la suspension, le conducteur doit suivre le volet d’évaluation du programme de mesures correctives, signer une entente sur la location d’un antidémarreur, payer les frais à acquitter avant la fin de la suspension et faire installer l’antidémarreur dans les 30 jours de la fin de la suspension. bEn fonction du temps qui reste entre l’« ordonnance d’interdiction obligatoire » et la « période minimale d’interdiction absolue » dans la mesure où il y a un minimum de 9 ou de 12 mois pour les volets A et B respectivement. En ce qui concerne l’obligation d’utiliser un antidémarreur, le conducteur doit se présenter au fournisseur de service d’antidémarreur aux 30 ou 60 jours pour télécharger les données et satisfaire au programme de mesures correctives pendant l’obligation d’utiliser un antidémarreur.

DOCUMENTATION PERTINENTE Bien que l’incidence des contremesures d’utilisation d’antidémarreurs n’ait pas été évaluée systématiquement en Ontario, des études menées dans d’autres territoires montrent que la mesure est efficace pendant que l’antidémarreur est installé. Dans les paragraphes qui suivent, nous décrirons premièrement les conclusions de trois études exhaustives (dont deux systématiques) et de deux études récentes menées en Floride sur la mesure dans laquelle l’antidémarreur est efficace pour prévenir les cas de récidive de la conduite en état d’ivresse. Par la suite, nous décrirons les résultats de deux études canadiennes. Nous aborderons ensuite des aspects liés aux processus et

44

examinerons des études qui portent sur l’efficacité des programmes d’installation obligatoire d’antidémarreurs. Enfin, nous nous pencherons sur le programme suédois, qui a fait l’objet de nombreuses études, et sur le lien entre la mise en œuvre de ses processus et son efficacité. Coben et Larkin (1999) ont examiné six études sur les programmes d’antidémarreur pour déterminer dans quelle mesure ils préviennent la récidive; une de ces études était un essai contrôlé randomisé tandis que les autres étaient des études quasi expérimentales. Cinq études ont montré que l’antidémarreur réduit la récidive, tandis que la sixième étude ne montre pas de différence considérable dans la récidive entre le groupe d’intervention et les groupes témoins. De plus, toutes les études portaient sur des mesures d’antidémarreur qui s’inscrivaient dans un programme plus vaste qui comportait d’autres mesures judiciaires. Aucune étude n’a tenu compte de l’effet de ces autres éléments. Les auteurs ont conclu que l’antidémarreur avait un effet dissuasif efficace en matière de récidive pendant que l’antidémarreur est installé. Toutefois, une seule étude a porté sur la récidive après le retrait de l’antidémarreur. Toutes les autres études ont porté sur les taux de nouvelles arrestations pendant que l’antidémarreur était installé; aucune conclusion n’a donc été tirée sur l’efficacité à long terme de l’antidémarreur.

De même, Beirness et Marques (2004) ont examiné 11 études sur des programmes d’antidémarreur aux États-Unis, au Canada et en Suède. Toutes les études sont arrivées à des conclusions similaires, c’est-à-dire à une diminution de la récidive pendant que l’antidémarreur est installé, mais à un effet résiduel limité une fois l’antidémarreur retiré. Les auteurs ont conclu que l’augmentation du taux de nouvelle arrestation à la suite du retrait de l’antidémarreur ne diminuait pas les effets de l’antidémarreur pendant la période au cours de laquelle il était installé, en soutenant que l’antidémarreur ne doit pas servir de traitement contre la consommation excessive d’alcool, mais de moyen d’empêcher la conduite en état d’ivresse. Par conséquent, il ne faut pas s’attendre à ce que l’utilisation de l’antidémarreur à elle seule entraîne des changements à long terme dans les comportements ou dans la consommation d’alcool. Toutes les études examinées avaient un faible taux de participation (moins de 20 %) et présentaient des biais judiciaires ou d’autosélection; une seule étude était un essai contrôlé randomisé. L’article porte également sur les moyens possibles de prolonger les avantages de l’antidémarreur au-delà de son retrait, notamment en mettant en place un volet de counselling en alcoolisme ou en utilisant le profilage prédictif des conducteurs,

45

qui pourraient de critère pour le rétablissement du permis de conduire (p. ex., Marques et coll., 2003). Autrement dit, les conducteurs qui ont persisté à avoir des comportements risqués en utilisant l’antidémarreur devraient conserver l’antidémarreur plus longtemps que les autres.

Willis et ses collaborateurs (2004) ont mené un examen systématique de 14 études (un essai contrôlé randomisé sur le programme d’antidémarreur du Maryland et 13 autres essais contrôlés) sur une population de conducteurs déclarés coupables de conduite en état d’ivresse aux États-Unis, au Canada, en Australie et en Suède. Dans l’essai contrôlé randomisé du Maryland, la mesure d’intérêt était le taux de récidive, qui a été calculé sur trois périodes de risque : pendant que l’antidémarreur était installé, après le retrait de l’antidémarreur et pendant l’ensemble de ces deux périodes. En évaluant la validité externe, les auteurs de l’examen ont précisé que l’essai contrôlé randomisé était limité aux contrevenants qui avaient suivi les traitements prescrits et pour lesquels le Medical Advisory Board du Maryland avait autorisé le rétablissement du permis. En ce qui concerne la validité interne, trois essais contrôlés ont été administrés par l’entremise de tribunaux, ce qui suppose un possible biais judiciaire dans la sélection du groupe; la participation était obligatoire dans une seule étude, ce qui suppose un biais d’autosélection dans les autres études; enfin, seulement quelques études comportaient des groupes témoins présentant la même présence « sur la route » que le groupe d’intervention. Dans les autres études, les groupes témoins étaient toujours sous le coup d’une suspension, et les conducteurs de ces groupes pouvaient limiter leur kilométrage et donc limiter les risques de conduite en état d’ivresse. Les résultats montrent que la récidive était faible dans le groupe qui utilisait un antidémarreur tant que l’antidémarreur était installé dans le véhicule, mais que l’effet se dissipait à la suite du retrait de l’antidémarreur. En raison de ces limites méthodologiques et du fait que jusqu’à maintenant, un seul essai contrôlé randomisé a été mené, les auteurs se sont demandé si les résultats de toute étude pouvaient être extrapolés de manière à être appliqués à la population en général. Comme Beirness et Marques (2004), les auteurs ont mentionné les effets bénéfiques possibles de l’utilisation combinée d’un traitement et d’un programme d’antidémarreur.

Avant de nous pencher sur des études canadiennes en particulier, notons que deux études publiées après les deux articles de synthèse que nous venons de mentionner portent sur la récidive tout au long du parcours individuel des contrevenants. En Floride, la participation à un programme d’antidémarreur est un préalable au rétablissement du

46

permis à la suite d’une suspension. Une évaluation a été menée au moyen d’une analyse de survie pour comparer les taux de récidive sur deux ans chez les contrevenants qui en sont à leur première infraction et les récidivistes de la conduite avec facultés affaiblies à différentes étapes du programme : la suspension, la période qui suit la suspension, la période d’utilisation de l’antidémarreur et la période qui suit l’utilisation de l’antidémarreur (Voas et coll., 2010). Les résultats indiquent que le taux de récidive le plus élevé (6,8 %) a été observé chez les contrevenants en matière de conduite avec facultés affaiblies dont le permis est suspendu, suivi de ceux qui ont terminé leur période de suspension (3,1 %) et de ceux qui doivent utiliser un antidémarreur (1,2 %). Le taux de récidive augmente (à 5,2 %) pendant la période qui suit l’utilisation de l’antidémarreur, ce qui s’ajoute aux preuves convergentes selon lesquelles l’antidémarreur est efficace principalement tant qu’il est installé. Une évaluation de suivi a été menée quelques années plus tard par les mêmes auteurs (Voas, Tippetts et Grosz, 2013). Dans cette étude mise à jour, les données ont porté sur une période de 10 ans, et les analyses ont été limitées à trois périodes au lieu de quatre : la période de la suspension, la période d’utilisation de l’antidémarreur et la période qui suit le retrait de l’antidémarreur. Comme dans l’étude précédente, les taux de récidive sur deux ans pour les contrevenants qui en sont à leur première infraction et les récidivistes à différentes étapes du programme ont été comparés au moyen d’une analyse de survie. Les taux de récidive étaient plus élevés au cours de la première année (3,6 %) et de la période de deux ans (6,8 %) qui suivent le retrait de l’antidémarreur qu’au cours de la période pendant laquelle l’antidémarreur est installé (0,55 % sur six mois et 1,2 % sur 12 mois). En ce qui concerne les programmes canadiens, une des premières études a été menée en Alberta auprès d’une population de contrevenants qui en étaient à leur première infraction et de récidivistes en matière de conduite avec facultés affaiblies de 1996 à 1998 (Voas et coll., 1999). Deux groupes témoins ont servi à comparer les taux de récidive à différents moments. Le premier groupe témoin se composait d’un groupe de conducteurs équivalents qui ont choisi de ne pas participer au programme d’utilisation d’antidémarreur, et le deuxième était composé de contrevenants qui n’étaient pas admissibles au programme d’utilisation d’antidémarreur. Des efforts ont été faits pour réduire le plus possible le biais de sélection en restreignant les dates des déclarations de culpabilité des groupes de comparaison afin que leur distribution reproduise approximativement la distribution du groupe d’intervention et en veillant à ce que les périodes de risque élevé de récidive soient équivalentes, bien qu’il semble raisonnable

47

de supposer que cette procédure n’ait pas éliminé toutes les nombreuses différences qui existaient au départ entre les groupes. Des analyses de survie ont été menées pendant la période de suspension écoulée entre la déclaration de culpabilité répertoriée et le moment où le contrevenant devenait admissible au programme d’utilisation d’antidémarreur, pendant la période durant laquelle les participants au programme d’utilisation d’antidémarreur conduisent avec un antidémarreur et durant laquelle les non-participants sont suspendus, ainsi que sur la période de deux ans qui suit le retrait de l’antidémarreur, au cours de laquelle le permis de conduire des participants est entièrement rétabli et pendant laquelle les non-participants ont récupéré ou non leur permis de conduire. Dans l’ensemble, les résultats indiquent que la participation au programme d’utilisation d’antidémarreur est associée à une diminution de la récidive pour le groupe d’intervention, comparativement aux deux groupes témoins, mais seulement pendant que l’antidémarreur était installé.

Une étude canadienne plus récente a porté sur le programme d’utilisation d’antidémarreur mis en place en 2008 en Nouvelle-Écosse; les auteurs de cette étude ont utilisé les dossiers de condamnation et de collision, des questionnaires autoadministrés, les statistiques mensuelles sur les accusations, les déclarations de culpabilité et les collisions et les événements enregistrés par les antidémarreurs pour effectuer leurs analyses (Vanlaar, Mainegra Hing et Robertson, 2015). Deux groupes d’intervention ont été comparés à deux groupes témoins. Un groupe d’intervention était composé de participants volontaires au programme d’antidémarreur, tandis que l’autre groupe était composé de participants qui étaient tenus de participer au programme d’antidémarreur. Les groupes témoins consistaient soit en contrevenants admissibles ou en contrevenants qui n’avaient pas l’occasion de participer au programme parce que leur infraction avait été commise au cours d’une période antérieure. Selon les résultats, le taux de récidive était moins élevé dans le groupe d’intervention, même après le retrait de l’antidémarreur, bien que ce groupe n’ait pas affiché de différences significatives avec le groupe témoin sur le plan du résultat des collisions. Cet effet sur les taux de récidive à la suite du programme d’antidémarreur ne concorde pas avec les conclusions de la plupart des études sur les programmes d’antidémarreur; les auteurs avancent l’hypothèse selon laquelle cet effet pourrait être attribuable au programme avancé de traitement et de réadaptation auquel le groupe de participants au programme d’antidémarreur a pris part (Vanlaar et coll., 2015; Vanlaar, communication personnelle). Des analyses des séries chronologiques ont également été menées pour déterminer l’effet de ce programme sur l’ensemble des tendances observées dans la

48

population; le nombre d’accusations, de déclarations de culpabilité et d’accidents en lien avec l’alcool n’a pas changé de façon permanente après l’entrée en vigueur du programme à un niveau de signification statistique de 5 %, ce qui indique une faible amélioration en termes d’impact sur l’ensemble de la population, ainsi que l’absence d’effet dissuasif général.

De nombreuses administrations ont commencé à rendre l’installation d’un antidémarreur obligatoire dans le processus de rétablissement du permis, ce qui soulève deux questions pertinentes : 1) Les participants visés par l’installation obligatoire de l’antidémarreur répondent-ils différemment des participants qui prennent part volontairement au programme? et 2) Les programmes obligatoires sont-ils nécessaires pour faire augmenter la participation aux programmes d’antidémarreur? Les résultats de notre évaluation du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs de l’Ontario indiquent que la réponse à la question 2) est que les programmes obligatoires ne sont pas nécessaires (voir les Résultats). Pour répondre à la question 1), nous nous appuyons sur la documentation.

Beirness et coll. (2003) se sont appuyés sur l’étude menée en Alberta (Voas et coll., 1999) en examinant si l’efficacité du programme d’antidémarreur de l’Alberta est différente en raison du caractère obligatoire ou volontaire de la participation. À cette fin, les auteurs ont effectué un suivi des contrevenants en matière de conduite avec facultés affaiblies participant au programme d’antidémarreur de l’Alberta de 1990 à 1996 pendant la période d’utilisation du démarreur et après le retrait de l’antidémarreur. Les conducteurs qui participaient volontairement au programme d’antidémarreur ont été comparés aux conducteurs dont la participation était obligatoire. L’analyse de survie effectuée au moyen du modèle de régression de Cox a servi à déterminer le temps écoulé avant l’infraction subséquente de conduite avec facultés affaiblies. Bien que des covariables comme le nombre d’infractions antérieures de conduite avec facultés affaiblies et le nombre d’avertissements de l’antidémarreur en cinq mois aient permis de prédire les récidives d’une façon significative, une fois que ces covariables étaient prises en compte, la nature obligatoire ou volontaire de la participation n’entraînait pas de différence statistiquement significative sur la récidive.

Dans le cas du programme d’antidémarreurs de la Nouvelle-Écosse décrit précédemment, aucune différence significative n’a été constatée entre les participants

49

dont la participation était obligatoire et ceux dont la participation était volontaire en ce qui concerne le risque de récidive liée à l’alcool (Vanlaar, Mainegra Hing et Robertson, 2015). Cette conclusion confirme la constatation de Beirness et coll. (2003) selon laquelle la nature de la participation au programme d’antidémarreur n’était pas associée à un risque de récidive.

Sur le plan international, le programme d’antidémarreur de la Suède a été évalué à maintes reprises. Dans le cadre de l’une de ces études, les taux de récidive au cours des deux ans d’utilisation de l’antidémarreur ont été comparés entre le groupe d’intervention et deux groupes témoins (Bjerre, 2003). Dans le groupe d’intervention, la prévalence de la conduite avec facultés affaiblies est passée de 4,7 % par année à zéro. Cette diminution est considérablement différente du groupe témoin composé d’individus appariés provenant d’autres pays qui n’ont pas de programme d’antidémarreur, dans lesquels la prévalence de la conduite avec facultés affaiblies est passée de 2,8 % par année à 2,9 % par année au cours de la même période. Dans une étude de suivi (Bjerre, 2005), l’auteur a constaté une réduction de la proportion des infractions de conduite avec facultés affaiblies par année pendant le programme dans les trois sous-groupes d’intervention (c.-à-d. le groupe des participants au programme, le groupe des participants qui ont terminé le programme et le groupe des participants qui ont été expulsés du programme) et une augmentation de la proportion des infractions de conduite avec facultés affaiblies pendant le programme dans les deux groupes témoins. Les données sur la période qui a suivi le programme montrent une diminution durable (plus de 2,5 ans) de la réduction de la récidive en matière de conduite avec facultés affaiblies chez ceux qui ont effectué tout le programme après la fin du programme (et après le retrait de l’antidémarreur).

Le programme de la Suède peut sembler très efficace, mais d’importantes mises en garde s’imposent. Le programme ne se limite pas à l’installation de l’antidémarreur, mais impose de strictes exigences médicales et autres. Seule une faible proportion (11 %) des contrevenants en matière de conduite avec facultés affaiblies ont entrepris le programme, alors que les participants qui ont été expulsés du programme ont été plus nombreux (222) que ceux qui ont achevé le programme (171). Les participants qui ont été expulsés du programme n’ont pas montré les bienfaits à long terme que les participants qui ont achevé le programme ont montrés. En raison de la façon dont le programme de la Suède a été mis en œuvre et en raison des résultats décrits, on pourrait conclure de son taux d’efficacité qu’il s’agit d’un programme difficile, mais

50

efficace. Il est aussi possible que le programme serve simplement de mécanisme de filtration et soit réussi seulement par les contrevenants qui n’auraient pas récidivé de toute façon. Ces deux interprétations confirment l’hypothèse selon laquelle l’antidémarreur est un moyen efficace d’empêcher la conduite en état d’ivresse pendant qu’il est installé, mais qu’il n’entraîne pas à lui seul de changement à long terme des comportements.

En résumé, bien que nous ne soyons au courant que d’un essai contrôlé randomisé (Maryland), les résultats de nombreuses études mènent à la conclusion selon laquelle l’antidémarreur est efficace pour réduire la récidive, mais probablement seulement pendant qu’il est installé. De plus, dans les études dans lesquelles la participation à un programme d’utilisation d’antidémarreur était volontaire, un très faible pourcentage de conducteurs qui étaient admissibles à l’installation d’un antidémarreur ont choisi de le faire installer. Par conséquent, les programmes d’antidémarreur ont eu un très faible impact sur l’ensemble des conducteurs. Dans la plupart des programmes d’antidémarreur, la participation était volontaire ou était à la discrétion d’un juge, ce qui a entraîné un biais de sélection, c’est-à-dire que les caractéristiques personnelles des conducteurs déterminaient s’ils faisaient installer l’antidémarreur. De plus, dans de nombreuses études, l’antidémarreur s’inscrivait dans un programme qui comprenait d’autres contremesures judiciaires et des traitements. Aucune étude n’a porté précisément sur l’effet de ces autres éléments. Bien qu’une politique sur les antidémarreurs puisse entraîner une diminution globale de la récidive (en raison des personnes qui, à tour de rôle, utilisent temporairement un antidémarreur), le taux plus faible de récidive pour les conducteurs ne se traduit pas nécessairement par une diminution durable, en particulier après le retrait de l’antidémarreur. Enfin, certains éléments montrent que les participants à un programme d’antidémarreur couraient un risque accru d’être impliqué dans une collision, ce qui peut s’expliquer par le fait que les conducteurs qui ont un antidémarreur conduisent plus fréquemment et parcourent de plus grandes distances que les conducteurs dont le permis de conduire est suspendu (Elder et coll., 2011).

51

MÉTHODES Aperçu des mesures des résultats Pour chacune des huit contremesures, des questions de recherche précises ont été définies en fonction de l’impact visé ou prévu de la contremesure. Les questions qui en découlent sont divisées en deux grandes catégories : celles qui portent sur l’effet dissuasif général (c.-à-d. les effets d’une contremesure sur le comportement de tous les conducteurs) et celles qui portent sur l’effet dissuasif spécifique (c.-à-d. les effets d’une contremesure sur le comportement des conducteurs qui y sont assujettis). Les questions sur l’effet dissuasif général ont été pour la plupart examinées au moyen des résultats des collisions, par exemple le nombre de conducteurs impliqués dans des collisions causées par l’alcool ou le nombre de blessures et de décès attribuables à ces collisions. Ces résultats des collisions désignent fondamentalement ce que les contremesures visant la conduite en état d’ivresse tentent de prévenir, et il existe suffisamment de données pour examiner ces questions en envisageant l’ensemble des conducteurs. Les questions relatives à l’effet dissuasif spécifique ont été en général examinées au moyen des résultats sur le plan des comportements, par exemple, les récidives en matière de conduite en état d’ivresse et la conduite pendant la suspension de son permis de conduire.

Les questions de recherche ont été examinées au moyen d’une combinaison d’études et de techniques analytiques, chacune étant adaptée à une question de recherche en particulier et à la conception de la contremesure. Pour examiner l’effet dissuasif général au moyen d’importants ensembles de données sur les collisions, les modèles d’étude de séries chronologiques interrompues fondées sur le modèle ARMMI ont été habituellement utilisés. Les séries chronologiques interrompues fondées sur les moindres carrés ordinaires segmentés et/ou la régression de Poisson ont été utilisées pour examiner l’effet dissuasif spécifique dans un groupe d’ex-contrevenants dont les membres n’ont pas fait l’objet d’un suivi. L’évaluation de la capacité de dissuasion spécifique au moyen du suivi de conducteurs utilisait principalement la régression de Cox et/ou la régression logistique. Les facteurs qui menacent la validité interne ont été traités au moyen de la restriction au besoin, de l’appariement dans la mesure du possible et de l’ajustement (avec ou sans appariement).

52

Aperçu des données Les données ont été extraites principalement du Système de contrôle des permis du MTO et du Système de données sur les accidents. Le Système de contrôle des permis est une base de données qui contient les dossiers de conduite à vie de tous les détenteurs de permis de conduire de l’Ontario. Le Système de contrôle des permis a servi de source de données sur tous les conducteurs dont le permis a été suspendu en raison d’une infraction liée à l’alcool ou qui ont été déclarés coupables d’une infraction liée à l’alcool entre janvier 1994 et novembre 2014; les données recueillies comprennent des données démographiques, les antécédents en matière de déclarations de culpabilité et de suspensions depuis 1988, de l’information sur la condition d’utilisation d’un antidémarreur et de l’information sur les programmes de mesures correctives suivis par les conducteurs. Le Système de données sur les accidents est une base de données normalisée sur les accidents dont les données proviennent des rapports de police et sont par la suite confirmées au moyen des rapports de coroner au besoin. Le Système de données sur les accidents a servi de source de données sur toutes les collisions survenues entre 1988 et la fin de 2012, ce qui comprend la date de la collision, l’âge du conducteur, le statut du permis de conduire, l’état du conducteur (ce qui comprend la consommation d’alcool) et l’importance des blessures de toutes les personnes impliquées dans l’accident (ce qui comprend les conducteurs, les passagers, les piétons, les cyclistes, etc.).

Les données enregistrées dans le Système de données sur les accidents portent sur tous les degrés de gravité des blessures, ce qui va des blessures qui peuvent être traitées sur le lieu de la collision aux blessures qui nécessitent une hospitalisation, qui sont considérées comme des « blessures graves ». Les décès enregistrés dans le Système de données sur les accidents comprennent les décès qui découlent de blessures causées par une collision qui surviennent dans les 30 jours qui suivent la collision. De nombreux facteurs ont une incidence sur la probabilité de détecter de l’alcool dans le sang des conducteurs impliqués dans une collision, et par conséquent l’enregistrement de cette information dans le Système de données sur les accidents, y compris le fait que le traitement des blessures de toutes les parties impliquées dans l’accident a priorité sur le dépistage de la consommation d’alcool. En principe, le nombre enregistré de collisions causées par la conduite en état d’ivresse pourrait donc présenter un certain biais systématique. Toutefois, pour les besoins de notre étude, il importe seulement que la probabilité de la détection d’alcool chez les conducteurs impliqués dans une collision ne change pas de façon abrupte ou importante pendant la

53

mise en œuvre de contremesures.

Les données externes ont été obtenues du ministère du Procureur général de l’Ontario, de Statistique Canada, de la Régie des alcools de l’Ontario (LCBO), d’Alcolock et de LifeSafer of Canada. Le ministère du Procureur général a fourni des données sur les accusations en raison d’infractions au Code de la route et les décisions judiciaires qui ont été prises. Statistique Canada a fourni de l’information démographique provenant de son Enquête nationale auprès des ménages, à laquelle la participation est volontaire et qui porte sur la population ("Enquête nationale auprès des ménages de Statistique Canada”, 2011). La LCBO a fourni des données sur les ventes d’alcool. Alcolock et LifeSafer of Canada ont fourni des données sur les inscriptions au programme d’utilisation d’antidémarreur, sur les installations et les désinstallations d’antidémarreurs et sur l’exécution des mesures. Toutes les données ont été analysées au moyen d’IBM SPSS v21.

Partie I. Analyses de la dissuasion générale Les analyses de la dissuasion générale ont été effectuées en deux vagues distinctes qui correspondent au moment de l’entrée en vigueur des contremesures. La première vague comportait la suspension administrative des permis de conduire de 90 jours, le programme d’éducation et de traitement sur l’alcool et le Programme d’utilisation d’antidémarreurs, mesures qui sont entrées en vigueur entre 1996 et 2001. La deuxième vague comportait les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement, le taux d’alcoolémie de zéro et la mise en fourrière de sept jours, mesures qui sont entrées en vigueur en 2009 et en 2010.

Les résultats des collisions (par exemple, le nombre de conducteurs avec facultés affaiblies impliqués dans des collisions) ont été calculés pour des courtes périodes qui, globalement, couvraient une période qui a commencé bien avant et qui a pris fin bien après les dates d’entrée en vigueur des contremesures. Tout changement inattendu dans la série des résultats survenant simultanément à la date d’entrée en vigueur d’une contremesure, selon l’évaluation effectuée au moyen de l’analyse de séries chronologiques interrompues fondées sur le modèle ARMMI a été considéré comme l’indication d’un effet. L’étude de séries chronologiques interrompues suppose de d’abord trouver un modèle mathématique pouvant reproduire les données observées (pouvant être ajusté à ces données). Habituellement, deux versions d’un modèle sont envisagées, une qui repose sur l’hypothèse selon laquelle rien ne se produit au moment

54

de l’entrée en vigueur de la contremesure (hypothèse nulle) et une autre qui contient une covariable d’intervention, qui représente un changement imprévu au moment de l’entrée en vigueur (hypothèse alternative). Si le modèle qui contient cette covariable d’intervention correspond aux données d’une manière substantiellement meilleure que l’hypothèse sans covariable (c.-à-d. si la covariable a une signification statistique), on considère que l’intervention (c.-à-d. la contremesure) est associée à un effet. Si d’autres causes possibles de l’effet survenant au même moment que l’entrée en vigueur de la contremesure peuvent être écartées, la contremesure est probablement efficace.

Mesures des résultats et confusion Deux séries de résultats ont été examinées : le résultat 1 était le nombre de conducteurs avec les facultés affaiblies qui ont été impliqués dans des collisions, tandis que le résultat 2 était le nombre de décès causés par des collisions dans lesquelles au moins un des conducteurs avait les facultés affaiblies. Le résultat 1 sert de valeur approximative du comportement des conducteurs. Le résultat 2 est une mesure des préjudices immédiats associés à la conduite en état d’ivresse. Les deux mesures sont liées, mais ne sont pas redondantes, étant donné que les décès et les blessures associés à la conduite en état d’ivresse ne dépendent pas seulement du nombre de conducteurs avec les facultés affaiblies, mais d’autres facteurs, y compris dans quelle mesure les passagers acceptent de monter dans un véhicule dont le conducteur a les facultés affaiblies. Une troisième mesure de résultat a été utilisée pour l’analyse de la première vague. Le résultat 3 est une modification du résultat 2, dans lequel les blessures ont été limitées aux blessures nécessitant une hospitalisation (c.-à-d. les blessures graves).

Les tendances concernant les collisions causées par l’alcool, ainsi que les décès et les blessures causés par ces collisions, peuvent subir l’influence de facteurs autres que les contremesures. La conjoncture économique, les conditions climatiques, la présence de transport en commun et d’autres variables peuvent avoir une incidence sur le nombre total de déplacements en véhicules, et donc sur l’ensemble des taux de collision. D’autres facteurs, y compris l’évolution des normes de sécurité des véhicules et de l’infrastructure routière, peuvent avoir une incidence sur le taux global de décès et de blessures découlant de chaque collision. Afin de contrôler ces facteurs de confusion, nous avons précisé la mesure des résultats de manière à ce que le résultat 1 devienne le ratio du nombre de conducteurs avec les facultés affaiblies impliqués dans une collision et du nombre de conducteurs qui n’ont pas consommé d’alcool impliqués dans des collisions, tandis que le résultat 2 devient le ratio du nombre de personnes blessées

55

ou tuées dans des collisions mettant en cause au moins un conducteur avec les facultés affaiblies (les « collisions impliquant des conducteurs avec les facultés affaiblies ») et du nombre de personnes tuées ou blessées dans des collisions ne mettant en cause aucun conducteur ayant consommé de l’alcool, et nous avons fait de même concernant le résultat 3. Au moyen de la mesure des ratios, les changements dans les résultats d’intérêt liés à l’alcool ne seront apparents que s’ils sont différents des changements observés dans les mesures équivalentes concernant les conducteurs n’ayant consommé aucun alcool.

Un nombre limité de facteurs extérieurs pourraient également avoir une incidence sur le numérateur lié à l’alcool de nos mesures des résultats, sans égard au dénominateur. Le facteur le plus évident est l’évolution de la consommation d’alcool globale. Afin de tenir compte de ce facteur, nous avons obtenu des données sur les ventes d’alcool qui, jumelées aux prévisions démographiques de Statistique Canada, nous ont permis d’évaluer une série chronologique covariable des ventes d’alcool par habitant en Ontario. Cette série chronologique a servi de valeur approximative des changements dans la consommation d’alcool et a été incluse dans nos modèles pour tenir compte de cette évolution.

Modélisation Le modèle général utilisé pour toutes nos analyses des collisions est un modèle de la fonction de transfert fondé sur le modèle ARMMI de la formule

(1 − 𝐵)𝑑(1 − 𝐵𝑠)𝑠𝑑𝑟𝑡 = 𝜇 + ∑ 𝑇𝑖(𝐵)𝑥𝑖𝑡𝑖 + 𝜃𝑞(𝐵)Θ𝑠𝑞(𝐵)𝜙𝑝(𝐵)Φ𝑠𝑝(𝐵) 𝜖𝑡, (1)

où 𝑟𝑡 est la série de résultats, 𝑡 est la période, 𝐵 est l’opérateur de recul temporel, 𝜖𝑡 est une variable aléatoire normale, 𝑑 et 𝑠𝑑 sont les degrés de différenciation et de différenciation saisonnière et 𝑠 est la période saisonnière. Les fonctions 𝜃𝑞(𝐵), 𝜙𝑝(𝐵), Θ𝑠𝑞(𝐵) et Φ𝑠𝑝(𝐵) sont des fonctions polynomiales de l’opérateur de recul des ordres 𝑞, 𝑝, 𝑠𝑞 et 𝑠𝑝, respectivement. Ces fonctions polynomiales sont la moyenne mobile autorégressive, et les éléments saisonniers équivalents du modèle qui doit servir à produire la bonne structure d’autocorrélation. Enfin, 𝑥𝑖𝑡 désigne les séries chronologiques covariables qui peuvent servir à mesurer des influences externes sur 𝑟𝑡, par exemple les variables d’intervention ou de confusion. Les séries covariables sont intégrées au modèle au moyen de la fonction de transfert, 𝑇𝑖(𝐵), qui peut également

56

contenir des composantes autorégressives, des composantes de moyenne mobile, des composantes saisonnières autorégressives, des composantes saisonnières de moyenne mobile et des éléments de décalage. Sans covariables, le modèle de l’équation 1 est appelé ARMMI(p,d,q)(sp,sd,sq).

Les contremesures de la première vague ont été mises en œuvre en moins de cinq ans, mais leur mise en œuvre était séparée de deux à trois ans. De plus, l’entrée en vigueur de ces mesures a été entourée d’une période relativement longue pendant laquelle aucune contremesure n’a été mise en place (de 1988 à 2009), ce qui rend l’ajustement de l’équation 1 avec les séries de mesures relativement simple. Toutefois, les contremesures de la deuxième vague ont été mises en œuvre à l’intérieur d’une période relativement courte (elles ont toutes été mises en œuvre en moins de deux ans) et ont été suivies d’une période moins « calme » (de 2011 à 2014), comparativement aux contremesures de la première vague. Par conséquent, l’ajustement de l’équation 1 avec les données sur les collisions est plus délicat en ce qui concerne les contremesures de la deuxième vague. Ces différences entre les contremesures des première et deuxième vagues ont justifié le recours à des méthodes légèrement différentes, en particulier pour quantifier l’importance des effets des interventions associés à chaque contremesure.

Analyses de la première vague (pour les contremesures mises en œuvre de 1996 à 2001)

Ajustement et mise à l’essai du modèle Les trois séries de résultats portaient sur la période du 1er janvier 1988 au 31 décembre 2010 et se composaient de données regroupées par mois. En plus des contremesures d’intérêt, relativement peu de changements aux politiques sur la conduite en état d’ivresse ont été apportés pendant cet intervalle d’environ 22 ans. En ce qui concerne le résultat 1, les collisions entraînant des dommages matériels seulement ont été exclues de ce résultat parce que les exigences en matière d’information à communiquer ont été modifiées au fil des ans et que les procédures de communication de l’information ont été modifiées par la mise en place graduelle des centres de déclaration des collisions.

Les modèles de séries chronologiques interrompues comprenaient trois covariables d’intervention qui représentaient chacune la mise en œuvre d’une contremesure. Trois types d’effet des interventions ont été modélisés pour chaque contremesure : un effet

57

soudain et permanent, un effet soudain et temporaire et un effet progressif. L’effet soudain et permanent a été modélisé en tant que fonction de Heaviside, qui passe de zéro à un au moment de l’intervention; l’effet soudain et temporaire a été modélisé en tant que fonction rectangulaire passant de zéro à un au moment de l’intervention et de un à zéro soit deux ou quatre ans plus tard; l’effet progressif a été modélisé en tant que rampe linéaire commençant au moment de l’intervention. Les séries de résultats ont subi une transformation logarithmique avant la modélisation au moyen du modèle ARMMI afin de stabiliser la variance, ce qui est souvent nécessaire pour remplir les exigences de stationnarité du modèle ARMMI.

Pour commencer l’analyse, les modèles ARMMI(p,d,q)(sp,sd,sq) ont d’abord été ajustés à la période qui a précédé la mise en œuvre de la suspension administrative de 90 jours pour chaque série de résultats ayant subi une transformation logarithmique, ce qui a produit trois modèles « préalables à l’intervention ». Ces ajustements préalables à l’intervention ont servi à estimer la complexité des modèles (c.-à-d. l’ordre des modèles) en fournissant le nombre optimal de termes autorégressifs (saisonniers), de termes de moyenne mobile (saisonniers) et le degré de différenciation (saisonnière) (c.-à-d. les valeurs de p,d,q, etc.) requis pour expliquer les tendances de fond dans les mesures des résultats. Ensuite, pour chaque série de résultats ayant subi une transformation logarithmique, trois modèles ARMMI, un avec des covariables d’intervention soudaines et permanentes, un avec des covariables soudaines et temporaires et un avec des covariables progressives ont été ajustés à l’ensemble des données en utilisant l’ordre des modèles préalables à l’intervention (p, d, q, etc.) déterminé pour cette série.

En tout, neuf modèles ont été ajustés : (trois types de covariable d’intervention) x (trois séries de résultats). Pour chaque modèle, la statistique de Ljung-Box Q a été vérifiée pour déterminer si le modèle a permis de supprimer l’autocorrélation des résidus. Dans la négative, les ordres de modèles ont été ajustés manuellement pour arriver à un ajustement adéquat. Ensuite, le modèle présentant le critère d’information Bayésien le plus faible a été choisi pour représenter chaque série chronologique de résultats d’intérêt.

Puisque les covariables d’intervention ne sont pas orthogonales, une procédure de rétro-élimination a été employée pour chaque résultat. En particulier, la covariable d’intervention présentant la plus haute valeur p non significative (selon un test de Wald) a été retirée du modèle avant le rajustement. Cette procédure a été répétée jusqu’à ce

58

que tout retrait supplémentaire 1) aurait éliminé une covariable d’intervention statistiquement significative, 2) aurait entraîné la détérioration (c.-à-d. l’augmentation) du critère d’information Bayésien ou 3) aurait produit un modèle exempt d’autres covariables d’intervention.

Estimation de l’importance de l’effet Dans le cas des contremesures de la première vague, une approche prévisionnelle a été utilisée pour mesurer l’importance de l’effet associé à toute contremesure ayant produit un effet statistiquement significatif dans l’analyse des séries chronologiques interrompues, ce qui a supposé d’appliquer les modèles « préalables à l’intervention » pour prévoir les valeurs futures des séries de résultats. La différence entre les valeurs prévues et les valeurs observées ont été considérées comme une indication de l’importance de l’effet.

Analyses de la deuxième vague (pour les contremesures mises en œuvre entre 2009 et 2010)

Sous-groupes Étant donné que les contremesures de la deuxième vague ont été mises en œuvre sur une courte période, des analyses des sous-groupes ont été menées dans le but d’isoler les effets des interventions. Toutefois, l’augmentation de la variabilité des données attribuable à la diminution de la taille des échantillons pour chaque sous-groupe constituait un inconvénient. Le premier sous-groupe était composé des conducteurs à risque élevé, c.-à-d. les conducteurs (résultat 1) ou les collisions impliquant au moins un conducteur (résultat 2) qui avaient commis une infraction de conduite en état d’ivresse au cours des dix années précédant la collision, mais pas au cours des trois années qui ont précédé la collision. Les trois années précédant la collision ont été exclues de manière à ce qu’aucun des conducteurs sélectionnés n’ait commis d’infraction après l’entrée en vigueur de la sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement. Ce sous-groupe devait se composer de conducteurs qui, en raison d’une condamnation antérieure pour conduite en état d’ivresse, pouvaient être plus fortement influencés par les nouvelles contremesures. Le deuxième sous-groupe se composait de conducteurs et de collisions mettant en cause au moins un conducteur qui avait moins de 22 ans ou qui avait un permis de conduire de débutant au moment de la collision. Ce sous-groupe de jeunes ou de débutants a été analysé afin de cibler les conducteurs qui seraient les plus touchés par les

59

exigences sur le taux d’alcoolémie de zéro. Le complément de ce groupe (c.-à-d. les conducteurs qui ne sont ni jeunes ni débutants) a également été analysé de façon isolée pour détecter les effets de la mise en fourrière de sept jours. Ce dernier sous-groupe consistait en conducteurs et en collisions mettant en cause un taux d’alcoolémie de 0,08 % ou plus. Les conducteurs qui présentaient un taux d’alcoolémie dans cette fourchette sont visés précisément par la mise en fourrière de sept jours.

Ajustement et mise à l’essai des modèles Les trois séries de résultats couvraient la période du 1er janvier 1998 au 31 décembre 2012 et comportaient des données regroupées en intervalles de 15 , 30 ou 60 jours. Les collisions entraînant des dommages matériels seulement ont été exclues pour les besoins du résultat 1. La date de début des séries chronologiques a été choisie pour produire le plus grand intervalle « propre » possible précédant l’entrée en vigueur des contremesures pour la sélection des modèles de base. La date de fin a été choisie en fonction de la disponibilité de données bien validées. Différents intervalles (15, 30 ou 60 jours) ont été utilisés pour que le plus petit intervalle possible soit utilisé dans chaque analyse. Un petit intervalle peut être avantageux pour analyser les effets des contremesures mises en œuvre au cours d’une courte période.

En ce qui concerne les contremesures de la deuxième vague, nous avons contraint la fonction de transfert dans l’équation 1 en lui donnant le même degré de différences que celui qui est appliqué aux séries de résultats, ainsi qu’aux éléments d’ordre 0 de la moyenne mobile et de l’autorégression. Par conséquent, l’équation 1 peut être reformulée ainsi

(1 − 𝐵)𝑑(1 − 𝐵𝑠)𝑠𝑑(𝑟𝑡 − ∑ 𝑎𝑖𝑥𝑖𝑡𝑖 ) = 𝜇 + 𝑇𝑎𝑎𝑎(𝐵)𝑥𝑎𝑎𝑎,𝑡 + 𝜃𝑞(𝐵)Θ𝑠𝑞(𝐵)𝜙𝑝(𝐵)Φ𝑠𝑝(𝐵) 𝜖𝑡, (2)

où 𝑥𝑎𝑎𝑎,𝑡 est une valeur approximative de la consommation d’alcool et les 𝑎𝑖 sont une mesure de l’effet de l’intervention. Si les covariables d’intervention sont considérées comme soudaines et permanentes (fonctions échelon), 𝑎𝑖 correspond à une interprétation simple en tant que valeur exacte de l’influence d’une contremesure sur un résultat. Il était raisonnable d’envisager uniquement les covariables soudaines et permanentes dans la deuxième vague en raison de la courte période suivant la mise en œuvre pour laquelle des données étaient disponibles.

60

Pour stabiliser la variance, les ratios ont subi une transformation logarithmique avant l’ajustement. La période saisonnière, s, dans l’équation 2, a été établie à 24, 12 ou 6, pour les périodes de mesure de résultats de 15, 30 ou 60 jours, respectivement, ce qui a produit une période d’environ un an dans tous les cas.

L’ajustement de l’équation 2 directement avec les séries de résultats serait risqué parce que les ordres élevés des moyennes mobiles et de l’autorégression seraient suffisants pour tenir compte des changements abrupts dans les données, même en présence de véritables effets des interventions. Par conséquent, les valeurs 𝑝, 𝑑, 𝑞, 𝑠𝑝, 𝑠𝑑 et 𝑠𝑞 (c.-à-d. l’ordre du modèle) ont été contraintes avant l’ajustement du modèle complet, y compris les covariables. De cette façon, le modèle est « obligé » d’utiliser les covariables d’intervention si ces effets existent. Cette restriction de l’ordre du modèle a été effectuée au moyen de données préalables à l’intervention seulement, ce qui s’apparente à choisir des fonctions polynomiales linéaires, et non quadratiques, etc., pour effectuer la régression des moindres carrés ordinaires.

Pour chaque série de résultats, le modèle final a été élaboré en trois étapes. Premièrement, l’équation 2 sans covariables d’intervention a été ajustée à la série de résultats du 1er janvier 1998 au 1er janvier 2007. Pendant cette période, aucune contremesure liée à l’alcool n’a été mise en œuvre, ce qui fait que la complexité (l’ordre) du modèle résultant devrait suffire à détecter les tendances de fond observées dans la série de résultats d’intérêt. La deuxième étape a consisté à vérifier cette hypothèse en utilisant le modèle ajusté de la première étape afin de prévoir la série de résultats au cours de la courte période du 1er janvier 2007 au 1er juillet 2008, pendant laquelle aucun changement n’a été apporté aux contremesures liées à l’alcool. L’ordre du modèle a ensuite été ajusté manuellement pour minimiser les erreurs de prédiction concernant ce deuxième intervalle, de manière à ce que le modèle final puisse adéquatement détecter les tendances de fond. Les deux premières étapes ont été répétées pour les groupements de données de 15, de 30 et de 60 jours. La taille de la période qui a le plus minimisé l’erreur de prédiction à la deuxième étape a été choisie pour l’analyse finale. La statistique de Ljung-Box Q a également été vérifiée pour que le modèle ajusté entraîne la décorrélation des résidus. La troisième et dernière étape de la construction du modèle a consisté à ajuster l’équation 2 avec les covariables d’intervention sur l’ensemble de la période prenant fin le 31 décembre 2012. Pour ce dernier ajustement, l’ordre du modèle a été contraint à l’ordre établi à la fin de la deuxième étape, mais tous les paramètres (coefficients de la

61

moyenne mobile, termes de l’autorégression, etc. ainsi que les coefficients d’intervention) pouvaient varier. De cette façon, l’algorithme d’ajustement ne pouvait pas simplement ajouter des termes de modèle pour tenir compte d’une véritable interruption, mais était forcé d’utiliser les covariables d’intervention en cas d’interruptions de ce genre. La statistique de Ljung-Box Q a également été vérifiée pour que le modèle final entraîne la décorrélation des résidus. La signification statistique de chaque coefficient d’intervention dans l’équation 2 a été vérifiée au moyen d’un test de Wald, et des intervalles de confiance à environ 95 % ont été utilisés, ce qui correspond à 1,96 fois l’écart-type de l’estimation des coefficients. Compte tenu de la forme de l’équation 2 et de la nature simple de la fonction échelon des covariables d’intervention, il a été simple de calculer les valeurs qu’aurait eues une série de résultats donnée si une contremesure n’avait pas été mise en œuvre (c.-à-d. si le coefficient d’intervention statistiquement significatif, 𝑎𝑖 était de zéro). Précisément, la série de résultats observée aurait simplement dû être déplacée verticalement d’une valeur égale au nombre négatif de ce coefficient, mais seulement pour la période suivant l’entrée en vigueur de la contremesure. Puisque nos mesures des résultats sont des ratios, l’importance du changement ainsi que le dénominateur observé sans lien avec l’alcool utilisé pour définir le ratio des résultats pourrait servir à estimer la réduction absolue des résultats liés à l’alcool associés à la contremesure d’intérêt. Pour la deuxième vague, deux résultats de collision ont été utilisés (mesures des résultats 1 et 2) ainsi que cinq groupes (l’ensemble de la population étudiée ainsi que quatre sous-groupes), et quatre covariables d’intervention (les trois contremesures d’intérêt et les changements au Code criminel). Ainsi, 40 tests statistiques étaient possibles. Toutefois, nous avons pu réduire ce nombre à 20 en limitant les tests au coefficient de l’alcoolémie zéro pour le groupe des conducteurs jeunes ou débutants, au coefficient de la mise en fourrière de sept jours pour le groupe des conducteurs excluant les jeunes et les débutants, au coefficient de la mise en fourrière de sept jours pour le groupe de l’alcoolémie de 0,08 % ou plus et en excluant l’alcoolémie de zéro pour le groupe à risque élevé. Ce nombre de comparaisons pourrait facilement mener à des erreurs de première espèce, ce qui consisterait à conclure à l’efficacité de contremesures qui ne sont en fait pas efficaces. Les 20 comparaisons n’étaient pas indépendantes l’une de l’autre, mais nous avons tout de même adopté la correction de comparaisons multiples la plus prudente pour contrôler la probabilité d’erreurs de première espèce (correction de Bonferroni) et établir

62

la signification statistique à 𝛼 = 0.0520

= 0.0025.

Résultats supplémentaires pour les jeunes conducteurs Il a été difficile de détecter un effet de l’intervention des exigences d’alcoolémie zéro sur les résultats des collisions en raison de la taille limitée de l’échantillon. Ainsi, des résultats supplémentaires liés à des infractions ont été ajoutés. Premièrement, nous avons examiné une série chronologique composée du ratio du nombre de suspensions administratives de 90 jours données à des conducteurs de moins de 22 ans et du nombre de ces sanctions données à la population de 22 ans et plus. Deuxièmement, nous avons examiné la proportion de toutes les sanctions données pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement à des jeunes conducteurs pendant l’année qui a précédé et l’année qui a suivi l’entrée en vigueur de l’exigence de l’alcoolémie zéro. Une diminution de l’une de ces mesures dans l’ensemble de la mise en œuvre des exigences de l’alcoolémie zéro pourrait ne pas être particulièrement significative si elle était prise seule. Toutefois, puisque la suspension administrative de 90 jours et les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement ne visent pas la même population, ne sont pas appliquées de la même manière et entraînent des conséquences différentes pour le conducteur, une diminution dans ces deux mesures indiquerait une diminution de la conduite en état d’ivresse chez les jeunes conducteurs. En ce qui concerne le résultat de la suspension administrative de 90 jours, nous avons effectué une analyse de séries chronologiques interrompues fondées sur le modèle ARMMI du ratio du nombre de suspensions données à des jeunes conducteurs et du nombre de suspensions données aux autres conducteurs au moyen de la procédure en trois étapes décrites précédemment. Puisque la sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement a été mise en œuvre un peu plus d’un an avant l’alcoolémie zéro, nous avons comparé les proportions de sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement qui ont été données à des jeunes conducteurs au cours de l’année qui a précédé l’entrée en vigueur de l’alcoolémie zéro à la proportion de suspensions qui leur a été données au cours de l’année subséquente en utilisant le test du chi carré de Pearson.

63

Partie II. Analyses de la dissuasion spécifique

Suspension administrative de 90 jours du permis de conduire La suspension administrative de 90 jours, dont l’entrée en vigueur est immédiate, a été conçue pour prévenir les incidents supplémentaires de conduite en état d’ivresse pendant la suspension. Dans les cas où le conducteur n’a pas été déclaré coupable d’une infraction criminelle de conduite en état d’ivresse à la fin de la suspension administrative de 90 jours, cette mesure vise à diminuer la conduite en état d’ivresse chez les conducteurs pendant la suspension de 90 jours au moins jusqu’à ce que le conducteur soit déclaré coupable (le cas échéant) et soit visé par des sanctions supplémentaires. Pour mesurer l’effet de la contremesure de la suspension administrative de 90 jours, nous avons examiné seulement les conducteurs qui ont été accusés et déclarés coupables en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC. Les conducteurs qui n’ont jamais été déclarés coupables peuvent aussi recevoir une suspension administrative de 90 jours (parce que cette suspension prend effet immédiatement, avant même que des accusations soient portées), toutefois, nous ne disposons pas d’information au sujet des conducteurs qui n’ont pas été déclarés coupables d’infractions criminelles avant le début du programme des suspensions administratives de 90 jours. Ainsi, il a été nécessaire de restreindre l’analyse aux conducteurs déclarés coupables afin d’effectuer l’analyse des séries chronologiques.

Les deux résultats pour lesquels la capacité de dissuasion spécifique de la suspension administrative de 90 jours a été évaluée ont été tirés d’une population de conducteurs déclarés coupables de conduite en état d’ivresse conformément à l’article 253 ou 254 du CCC. Pour la mesure du premier résultat, une diminution du nombre de conducteurs qui ont récidivé (c.-à-d. qui ont commis une deuxième infraction en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC et qui ont été déclarés coupables) entre l’infraction initiale et la déclaration de culpabilité à cette infraction initiale indiquerait que l’intervention a un effet. La mesure du deuxième résultat a porté sur la récidive pendant la période qui suit la suspension administrative de 90 jours et qui précède la déclaration de culpabilité. Toutes les données ont été extraites du Système de contrôle des permis pour les conducteurs déclarés coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC commise entre le 28 novembre 1991 et le 28 novembre 2001.

64

Pour préparer les données à la mesure du premier résultat, la période du 28 novembre 1991 au 28 novembre 2001 a été divisée en périodes de trois mois. Le nombre de conducteurs, 𝑁90, qui ont commis une infraction en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC à l’intérieur d’une période donnée et ayant par la suite commis une deuxième infraction pendant les 90 jours suivant l’infraction initiale a été le résultat de cette période. Des changements dans les taux de récidive (c.-à-d. 𝑁90) au moment de l’entrée en vigueur de la contremesure pouvaient survenir en raison de l’effet direct de la suspension administrative de 90 jours ou en raison d’un changement survenu dans le temps dans le nombre de conducteurs commettant une infraction initiale en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC. Ainsi, une mesure de l’exposition, 𝐸𝑜𝑜𝑜, a été composée à partir du nombre total de conducteurs ayant commis une infraction en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC au cours d’une période donnée, qu’ils aient ou non récidivé par la suite. Un changement soudain dans la série chronologique de la proportion de récidive sur 90 jours, 𝑃90 = 𝑁90/𝐸𝑜𝑜𝑜, au moment de l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours, indiquerait l’efficacité du programme.

Pour préparer les données à la mesure du deuxième résultat, le temps entre les dates de l’infraction et de la déclaration de culpabilité a été calculé, et sa répartition a été examinée. Du 28 novembre 1991 au 28 novembre 2001, pour environ 36 % des conducteurs déclarés coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC, l’écart entre l’infraction et la déclaration de culpabilité était de plus de six mois. Nous avons créé une période de suivi de trois mois pour chaque conducteur qui couvrait la période entre 90 jours et six mois suivant l’infraction initiale et avons examiné les événements survenus pendant cette période de suivi. Afin d’effectuer une analyse des séries chronologiques interrompues, nous avons divisé la période du 28 novembre 1991 au 28 novembre 2001 en trimestres. Le nombre de conducteurs, 𝑁𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓, qui ont commis une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC à l’intérieur d’une période donnée et qui ont par la suite commis une deuxième infraction pendant la période de suivi a représenté le résultat de cette période. L’exposition, 𝐸𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓, correspondait pour cette période au nombre total de conducteurs qui ont commis des infractions à l’article 253 ou 254 du CCC pendant cette période, qu’ils aient récidivé ou non pendant la période de suivi. Il est important de noter que pour contribuer à 𝑁𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓 et/ou à 𝐸𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓, un conducteur ne doit pas avoir récidivé pendant les 90 jours qui suivent l’infraction originale. Un changement soudain dans la série chronologique de la proportion de récidive pendant la période de suivi, 𝑃𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓 = 𝑁𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓/𝐸𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓, au moment de l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours, indiquerait l’efficacité du programme.

65

Des analyses ont été menées au moyen d’une approche de séries chronologiques interrompues fondées sur une régression de Poisson ou une régression binomiale négative segmentée. Les deux mesures de résultats contiennent une variable de dénombrement, exprimée par 𝑁𝑥, qui représente le nombre de résultats au cours d’une période donnée, ainsi qu’un dénombrement de l’exposition, exprimé par 𝐸𝑥. Nous avons modélisé les variables 𝑁𝑥 en tant que variables binomiales négatives. La valeur attendue des dénombrements 𝑁�𝑥 a été modélisée ainsi

log�𝑁�𝑥� = log(𝐸𝑥) + 𝛽0 + 𝛽1𝑡 + 𝑆𝑖 + 𝛽0𝐼𝐼, (3)

où 𝑡 = 1, 2, 3, … , 41 est le numéro de la période et 𝐼 est une variable binaire dont la valeur est de zéro avant l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours et de un après l’entrée en vigueur de cette mesure. Une valeur non nulle de 𝛽0𝐼 indique la présence d’un changement de niveau dans le logarithme du ratio des résultats au moment de l’entrée en vigueur de la contremesure. Ici, 𝑆𝑖 (𝑖 = 1, 2, 3, 4) est un facteur saisonnier qui varie d’un trimestre à l’autre au cours d’une année. L’équation 3 a été ajustée séparément, au moyen de la routine IBM SPSS v21 GENLIN, avec les données pour les deux mesures de résultats. Après l’ajustement, d’abord sans facteur saisonnier, la statistique de Ljung-Box Q a servi à évaluer l’autocorrélation dans les résidus du modèle. Les résidus ont été obtenus par la soustraction de la proportion observée, 𝑃𝑥, de la prédiction du modèle, 𝑃�𝑥. Si une autocorrélation était constatée, le facteur saisonnier a été ajouté au modèle avant le rajustement et la nouvelle mise à l’essai.

Mise en fourrière de sept jours Le programme de mise en fourrière de sept jours a été conçu pour fonctionner de concert avec la suspension administrative de 90 jours en éliminant la menace immédiate que représente un conducteur ayant les facultés affaiblies. De plus, l’augmentation de la sévérité de la sanction immédiate créée par la mise en fourrière de sept jours devait accroître l’observation de la suspension administrative du permis de conduire de 90 jours prévue dans le Code de la route en dissuadant les conducteurs de conduire pendant qu’ils sont sous le coup d’une suspension administrative de 90 jours. En conséquence, la première mesure de résultat est l’incidence des conducteurs qui conduisent pendant qu’ils sont sous le coup d’une suspension administrative de 90 jours.

66

Beaucoup de conducteurs visés par une suspension administrative de 90 jours récupèrent leur permis de conduire à la fin de cette suspension parce qu’ils n’ont pas (encore) été déclarés coupables d’une infraction criminelle en lien avec l’incident initial de conduite en état d’ivresse. Un deuxième avantage possible de la mise en fourrière de sept jours serait la diminution du nombre d’incidents de conduite en état d’ivresse après le rétablissement du permis de conduire à la suite de la suspension administrative de 90 jours, mais avant toute déclaration de culpabilité à une infraction criminelle en lien avec la conduite en état d’ivresse (le cas échéant). Ainsi, la deuxième mesure de résultat porte sur la détection de la conduite en état d’ivresse pendant la période qui suit la suspension administrative de 90 jours mais qui précède l’accusation en vertu du Code criminel. Les données ont été obtenues du Système de contrôle des permis concernant les conducteurs qui ont reçu une première suspension administrative de 90 jours entre le 1er décembre 2005 et le 1er décembre 2013.

Afin de préparer les données à l’analyse de la mesure du premier résultat, la période du 1er décembre 2005 au 1er décembre 2013 a été divisée en périodes de deux mois. Le résultat de cette période a été le nombre de conducteurs, 𝑁𝐷𝐷𝐷, sous le coup d’une première suspension administrative de 90 jours commençant au cours d’une période donnée et qui ont par la suite commis une infraction consistant à conduire pendant qu’ils étaient sous le coup d’une suspension (et qui ont par la suite été déclarés coupables). Toutefois, ce nombre est seulement significatif relativement au nombre d’occasions pour que ces infractions se produisent. C’est pourquoi une mesure de l’exposition, 𝐸𝑠𝑠𝑠𝑝, a été établie à partir du nombre total de conducteurs faisant l’objet d’une suspension administrative de 90 jours commençant pendant cette période, et ce, sans égard au fait que ces conducteurs ont ou non par la suite conduit pendant une suspension. Un changement soudain dans la série chronologique du ratio des conducteurs ayant conduit pendant qu’ils étaient sous le coup d’une suspension, 𝑅𝐷𝐷𝐷 = 𝑁𝐷𝐷𝐷/𝐸𝑠𝑠𝑠𝑝, au moment de l’entrée en vigueur de la mise en fourrière de sept jours, indiquerait l’efficacité du programme. Pour préparer les données à l’analyse de la mesure du deuxième résultat, la population de l’étude a été restreinte aux conducteurs qui n’ont jamais été déclarés coupables de leur infraction ou pour qui aucune accusation n’a été portée au cours des trois mois qui ont suivi la fin de leur suspension administrative de 90 jours. La période du 1er décembre 2005 au 1er décembre 2013 a été divisée en périodes de trois mois. Le

67

résultat de cette période a été le nombre de conducteurs, 𝑁𝑟𝑟𝑎𝑖𝑑, pour lesquels une première suspension administrative de 90 jours a commencé au cours de l’une des périodes et qui ont par la suite reçu une deuxième suspension administrative de 90 jours pendant la période de suivi de trois mois. L’exposition, 𝐸𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓, était composée du nombre de conducteurs visés par une suspension administrative de 90 jours commençant pendant cette période et qui ont eu une période de suivi complète de trois mois, et ce, sans égard à l’existence d’une récidive pendant cette période. Un changement soudain dans la série chronologique du ratio de récidive, 𝑅𝑟𝑟𝑎𝑖𝑑 =𝑁𝑟𝑟𝑎𝑖𝑑/𝐸𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓, au moment de l’entrée en vigueur de la mise en fourrière de sept jours indiquerait l’efficacité du programme.

Des analyses ont été menées au moyen d’une approche de séries chronologiques interrompues fondées sur une régression de Poisson ou une régression binomiale négative segmentée. Chaque mesure de résultats contenait une variable de dénombrement, exprimée par 𝑁𝑥, qui représente le nombre de résultats au cours d’une période donnée, ainsi qu’un dénombrement de l’exposition, exprimé par 𝐸𝑥. Nous avons modélisé les variables 𝑁𝑥 en tant que variables de Poisson ou variables binomiales négatives, en fonction de l’absence ou de la présence de surdispersion. La valeur attendue des dénombrements, 𝑁�𝑥, a été modélisée ainsi

log�𝑁�𝑥� = log(𝐸𝑥) + 𝛽0 + 𝛽1(𝑡 − 𝑡𝐼) + 𝑆𝑖 + 𝑆𝚤�𝑡 (4) +𝛽0𝐼𝐼 + 𝛽1𝐼𝐼(𝑡 − 𝑡𝐼),

où 𝑡 = 1, 2, 3, … ,𝑚 est le numéro de la période (𝑡 = 𝑡𝐼 correspond à la période qui suit immédiatement l’entrée en vigueur de la contremesure d’intérêt), 𝐼 est une variable binaire qui prend une valeur nulle avant l’entrée en vigueur et une valeur de un après l’entrée en vigueur. Une valeur non nulle de 𝛽0𝐼 ou de 𝛽1𝐼 indique la présence d’un changement de niveau ou un changement graduel dans le logarithme du ratio des résultats d’intérêt au moment de l’entrée en vigueur de la contremesure. Ici, 𝑆𝑖 (𝑖 =1, 2, … ,𝑘) est un facteur saisonnier qui varie en fonction de la période pendant l’année, dans lequel 𝑘 correspond à six pour les périodes de deux mois ou à quatre pour les périodes de trois mois. De même, 𝑆𝚤� représente un facteur saisonnier qui interagit avec le temps et qui permet une augmentation ou une diminution de la fluctuation saisonnière dans le résultat au fil de temps. L’équation 4 a été ajustée au moyen de la routine IBM SPSSv21 GENLIN, à toutes les données sur les mesures des résultats, premièrement par le traitement de 𝑁�𝑥 en tant

68

que binomiale négative, et sans les facteurs saisonniers. Si le paramètre binomial négatif n’était pas différent de zéro de façon significative, une distribution de Poisson était adoptée. Après cet ajustement, la statistique de Ljung-Box Q était utilisée pour évaluer l’autocorrélation dans les résidus du modèle. Les résidus ont été obtenus par la soustraction de la proportion observée, 𝑅𝑥, de la prédiction du modèle, 𝑅�𝑥. Si une autocorrélation était constatée, un facteur saisonnier ou les deux étaient ajoutés au modèle avant le rajustement et la nouvelle mise à l’essai.

Programme de mise en fourrière à long terme de véhicules Le programme de mise en fourrière à long terme de véhicules a été mis en œuvre pour améliorer l’observation des interdictions de conduire en lien avec des infractions criminelles et, par conséquent, améliorer l’efficacité de ces mesures. La première mesure des résultats a porté sur les changements dans le nombre d’infractions commises par des conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire pendant la période de l’interdiction de conduire imposée pour des déclarations de culpabilité en vertu d’infractions de conduite en état d’ivresse prévues à l’article 253 ou 254 du Code criminel. Cette contremesure comporte également un élément progressif, c’est-à-dire que la durée de la mise en fourrière augmente si le véhicule avait déjà été mis en fourrière. L’augmentation de la durée de la mise en fourrière a été conçue pour les cas où un ou plusieurs conducteurs utilisent le même véhicule pour commettre la même infraction à répétition. Par conséquent, notre mesure du deuxième résultat porte sur les changements dans les cas de conduite pendant une interdiction de conduire parmi les conducteurs qui avaient déjà commis une infraction. Dans ce cas, les contrevenants antérieurs sont les conducteurs qui avaient déjà conduit en étant sous le coup d’une interdiction de conduire au cours des cinq années précédentes. Les dossiers de conducteur ont été obtenus du Système de contrôle des permis pour tous les conducteurs ayant commis une infraction (c.-à-d. les conducteurs qui ont par la suite été déclarés coupables) entre le 1er janvier 1994 et le 1er janvier 2009 aux termes de l’article 253 ou 254 du CCC. Les dossiers d’infraction à l’article 253 ou 254 ne comportant pas de dates de suspension ou dont la période d’interdiction était inférieure à 350 jours ont été retirés des données. Afin de préparer les données à l’analyse de la mesure du premier résultat, la période du 1er janvier 1995 au 1er janvier 2009 a été divisée en périodes de deux mois. À l’intérieur de toute période, le résultat était le nombre total d’infractions commises par des conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire imposée pour des infractions

69

criminelles (déclaration de culpabilité à l’article 253 ou 254 du CCC), 𝑁𝐷𝐷𝐷. La mesure de l’exposition,𝐸𝑝𝑟𝑜ℎ𝑖𝑖, correspondait au nombre de conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire en vertu de l’article 253 ou 254 du Code criminel pendant la plus grande partie de cette période. Tout changement soudain dans la série chronologique du ratio des conducteurs ayant conduit pendant une interdiction de conduire, 𝑅𝐷𝐷𝐷 = 𝑁𝐷𝐷𝐷/𝐸𝑝𝑟𝑜ℎ𝑖𝑖, au moment de la mise en œuvre de cette mesure, indiquerait l’efficacité du programme. Pour la mesure du deuxième résultat, 𝑁𝐷𝐷𝐷 a été restreint au nombre d’infractions de conduite pendant une interdiction de conduire commises pendant une interdiction imposée en raison d’infractions criminelles (déclaration de culpabilité à l’article 253 ou 254 du CCC) par des conducteurs qui avaient déjà commis une infraction de conduite pendant une interdiction de conduire au cours des cinq années précédentes. De même, la valeur 𝐸𝑝𝑟𝑜ℎ𝑖𝑖 a été restreinte au nombre de conducteurs visés par une interdiction de conduire en raison d’une déclaration de culpabilité à une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC qui avaient déjà commis une infraction de conduite pendant une interdiction au cours des cinq années précédentes. En utilisant ces variables restreintes, nous avons créé un ratio des conducteurs ayant déjà commis une infraction de conduite pendant une interdiction. La modélisation a été effectuée au moyen de la même méthodologie qui a servi à l’analyse de la mise en fourrière de sept jours.

Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement Puisque la nature unique des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement se trouve dans leur aspect progressif, notre évaluation a porté sur deux mesures de résultats, la première étant le temps écoulé entre les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement, dans laquelle les conducteurs visés par ces sanctions à plusieurs reprises doivent normalement montrer une diminution du taux de nouvelle occurrence, c.-à-d. un « ralentissement »; la deuxième mesure de résultat étant le taux cumulatif de nouvelle occurrence, dans laquelle les conducteurs qui ont reçu deux sanctions doivent en principe montrer un taux de conduite en état d’ivresse inférieur aux conducteurs équivalents qui n’ont reçu qu’une sanction.

70

Pour créer la mesure du premier résultat, les données ont été extraites du Système de contrôle des permis pour les conducteurs qui ont reçu au moins trois suspensions liées à l’alcool entre le 1er mai 2009 et le 25 novembre 2014, c’est-à-dire deux premières suspensions attribuables à des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement et une troisième suspension pour avoir conduit en ayant un taux d’alcoolémie supérieur à zéro. Les conducteurs qui avaient commis des infractions liées à l’alcool avant le 1er mai 2009 ont été exclus. Ensuite, les suspensions pour chaque conducteur ont été ordonnées séquentiellement, et des mesures agrégées ont été calculées pour tous les conducteurs pour a) la période en jours écoulée entre la première suspension et la deuxième, « T1 »; et b) la période en jours écoulée entre la deuxième suspension et la troisième, « T2 ». Si T2 est considérablement plus élevé que T1 , cela indique une diminution du taux d’infraction pour les conducteurs qui commettent plusieurs infractions, c.-à-d. les conducteurs assujettis au ralentissement provoqué par les sanctions progressives liées à la conduite avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement. Toutefois, tout effet observé pourrait également aussi découler de changements dans les tendances de fond; ainsi, le taux des premières sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement dans la population en général a été examiné. Si un effet de ralentissement était constaté, mais était accompagné d’une diminution des sanctions dans la population en général, la cause de cette diminution pourrait expliquer le ralentissement. Afin de créer la mesure du deuxième résultat, les données ont été obtenues du Système de contrôle des permis pour les conducteurs qui ont reçu au moins une sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement entre le 1er mai 2009 et le 25 novembre 2014. Cette période a ensuite été divisée en trois sous-périodes, la première du 1er mai 2009 au 31 décembre 2010, la deuxième du 1er janvier 2011 au 31 juillet 2012 et la troisième du 1er août 2012 au 25 novembre 2014. Deux groupes de conducteurs ont ensuite été créés en fonction de l’occurrence de sanctions pendant les trois sous-périodes. Dans le groupe des conducteurs ayant reçu une sanction, les conducteurs ont été retenus s’ils avaient reçu une sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement, leur « suspension répertoriée », dans la deuxième sous-période (mais n’ont commis aucune autre infraction en lien avec l’alcool), et aucune sanction en lien avec l’alcool au cours de la première sous-période. Dans le groupe des conducteurs ayant reçu deux sanctions, les conducteurs ont été retenus

71

s’ils ont reçu une sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie dans la fourchette d’avertissement, leur « suspension répertoriée », dans la deuxième sous-période (mais n’ont commis aucune autre infraction en lien avec l’alcool), et une sanction dans la première sous-période (mais n’ont commis aucune autre infraction en lien avec l’alcool). Les deux groupes ont été suivis pendant deux ans après leur suspension de référence pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie dans la fourchette d’avertissement. Le résultat d’intérêt était une suspension subséquente en lien avec l’alcool survenant pendant la période de suivi. Naturellement, le groupe des conducteurs ayant reçu deux sanctions est plus susceptible de contenir davantage de contrevenants récidivistes que le groupe des contrevenants ayant reçu une sanction. Par conséquent, la récidive pourrait être deux fois plus fréquente dans le premier groupe que dans le groupe à une sanction, même si les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie dans la fourchette d’avertissement n’avaient aucun effet. Afin de rendre les deux groupes comparables, nous avons tenté un appariement des coefficients de propension en fonction de l’âge, du sexe et des antécédents en matière d’infractions. L’appariement des coefficients de propension agit sur deux groupes qui se distinguent par des caractéristiques de « nuisance » en sélectionnant des sous-échantillons des deux groupes qui sont équivalents sur le plan de ces caractéristiques. Cet exercice a pour objet de faire en sorte que la seule différence entre les deux groupes appariés soit la variable d’intérêt (nombre de suspensions antérieures en lien avec la fourchette d’avertissement). Afin de calculer les antécédents en matière d’infractions, toutes les infractions pertinentes sont groupées en huit catégories d’infractions (voir l’annexe 1). Une variable à comptage unique contenant le nombre de fois qu’un conducteur a commis une infraction dans une catégorie au cours des cinq années précédentes a été établie pour chacune de ces catégories. L’appariement des coefficients de propension a été effectué au moyen d’un ratio de 1:1, et des cas ont été sélectionnés parmi le groupe complet afin d’être appariés au sous-groupe. Toute signification statistique dans les différences entre les groupes concernant les variables appariées a été supprimée. Le calcul des coefficients de propension et leur appariement effectué subséquemment ont été menés au moyen d’une extension de Python pour SPSS. Malheureusement, l’appariement ne semble pas avoir permis d’éliminer les différences entre les groupes (voir la section « Résultats »).

72

Taux d’alcoolémie de zéro Les restrictions du système de délivrance graduelle des permis de conduire pour les conducteurs débutants ont pour objet d’amener les nouveaux conducteurs à assimiler une culture de la conduite sécuritaire en leur donnant l’occasion d’acquérir des compétences, d’accumuler de l’expérience et de la maturité dans des conditions de conduite plus contrôlées. Une logique semblable s’applique aux jeunes conducteurs. Les restrictions relatives aux taux d’alcoolémie de zéro servent de condition de la délivrance du permis de conduire et de moyen réglementaire de dissuasion à l’endroit d’un comportement indésirable, c’est-à-dire la conduite en état d’ivresse dans le cas qui nous occupe. L’évaluation de l’exigence du taux d’alcoolémie de zéro a été effectuée pour déterminer si les sanctions correspondantes constituent un mécanisme d’apprentissage efficace. Les données ont été obtenues de la base de données du Réseau intégré d’information sur les infractions de l’Ontario (ICON) pour les conducteurs ayant obtenu une première ou une seule accusation relativement au taux d’alcoolémie zéro au moment du dépôt de l’accusation, c’est-à-dire au procès, et pour lesquels la date du dépôt des accusations se situait entre le 1er août 2010 et le 16 novembre 2012. Les dossiers de conducteurs provenant du Système de contrôle des permis ont également été extraits et associés aux données originales au moyen du code d’identification des conducteurs. Certains conducteurs accusés d’une infraction en lien avec le taux d’alcoolémie zéro ont été déclarés coupables, et ont donc reçu une sanction pour avoir manqué aux exigences relatives au taux d’alcoolémie zéro. Pour ces conducteurs, nous avons vérifié que leur suspension avait été enregistrée dans la base de données et que la durée de la suspension était de 30 jours. Ce critère est un moyen supplémentaire de confirmer que l’incident était une première infraction liée au taux d’alcoolémie zéro pour tous les conducteurs, mais avant tout, ce critère confirme que les conducteurs débutants inclus dans l’échantillon n’avaient pas reçu de sanction progressive pour un manquement antérieur à la condition du permis de conduire selon laquelle leur taux d’alcoolémie devait être de zéro. Le reste des conducteurs, qui n’ont pas reçu de condamnation, ont formé un groupe témoin.

Des restrictions ont été imposées à la population à l’étude de manière à ce que l’échantillon restant se compose de conducteurs qui n’étaient pas encore suspendus à la date de leur infraction au titre de l’exigence du taux d’alcoolémie de zéro ou à la date du dépôt des accusations relativement à cette infraction; qui n’avaient pas reçu de

73

suspension pour conduite avec présence d’alcool dans le sang à la date du dépôt de l’accusation ou immédiatement après cette date; et qui n’avaient pas reçu de suspension sans lien avec l’alcool au cours des deux années qui ont suivi le dépôt des accusations. Ces restrictions sont strictes, mais ont été jugées nécessaires pour que le groupe exposé et le groupe témoin soient suffisamment semblables pour permettre une comparaison pertinente de la récidive.

Les taux cumulatifs de récidive sur deux ans (taux d’alcoolémie de 0,05 % ou plus) ont été calculés et comparés entre le groupe exposé (conducteurs déclarés coupables) et le groupe témoin (conducteurs qui n’ont pas été déclarés coupables) après ajustement en fonction des antécédents en matière d’infractions du conducteur pour les cinq ans qui ont précédé leur infraction de conduite avec un taux d’alcoolémie supérieur à zéro. Des analyses ont été menées avec une équation de régression logistique binaire. Nous avons confirmé que les résultats ne s’étaient pas produits au cours des 30 jours suivant immédiatement la date du dépôt de l’accusation puisque cette période aurait correspondu à la période de suspension du permis du groupe des conducteurs déclarés coupables. Les analyses ont été répétées après la restriction de la population à l’étude aux moins de 22 ans.

Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool Le programme de mesures correctives de l’Ontario a été mis en œuvre pour réadapter les conducteurs au moyen d’éducation et de traitement sur l’alcool, dans le but de diminuer les résultats négatifs en matière de sécurité routière par la diffusion de connaissances et le changement des attitudes concernant la conduite en état d’ivresse.

Il n’a pas été possible d’utiliser des séries chronologiques interrompues de grande qualité pour évaluer la dissuasion spécifique produite par le programme Bonne conduite parce que le programme a été mis en œuvre de façon progressive. Pour déterminer si un conducteur contrevenant avait suivi le programme ne comportant que le volet d’éducation ou le programme comportant plusieurs volets, nous avons utilisé la date de la déclaration de culpabilité, tandis que pour déterminer si le contrevenant avait pu participer au programme, nous avons utilisé la date de l’infraction; nous ne disposions donc pas d’une variable de temps claire sur laquelle nous pouvions construire une série chronologique. Nous avons plutôt dû compter sur une simple comparaison avant-après

74

de la récidive entre les conducteurs qui avaient pu suivre le programme (après) et ceux qui n’avaient pas pu le suivre (avant).

Afin de tenir compte des tendances temporelles de fond en matière de récidive qui peuvent constituer un facteur de confusion dans une analyse avant-après, nous avons d’abord examiné la récidive au cours des quatre années qui ont précédé l’entrée en vigueur du programme Bonne conduite, ce qui nous a permis d’établir un taux de référence des changements permettant d’effectuer une comparaison avant-après de l’importance des différences dans la récidive. Nous avons d’abord calculé une proportion mensuelle de récidive qui couvrait la période de quatre ans qui a précédé immédiatement l’entrée en vigueur du programme Bonne conduite. La proportion de récidive par mois consistait en un dénominateur correspondant au nombre de conducteurs accusés d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC pendant ce mois qui ont subséquemment été déclarés coupables de cette infraction. Le numérateur était le nombre de ces conducteurs qui ont subséquemment récidivé (et qui ont été déclarés coupables) dans les trois années qui ont suivi la fin de leur interdiction de conduire aux termes du CCC. Les conducteurs qui ont récidivé entre le moment de leur infraction initiale et la fin de leur interdiction de conduire aux termes du CCC ont été exclus du numérateur et du dénominateur. La régression de Poisson a été utilisée pour modéliser le numérateur de la proportion de récidive, le dénominateur a fourni un facteur de compensation de l’exposition, et le temps a été le seul indicateur prévisionnel des covariables. L’autocorrélation des résidus a été évaluée au moyen de la statistique de Ljung-Box Q.

Pour nos principales analyses, deux mesures de résultats ont été examinées : premièrement, la récidive en matière de conduite en état d’ivresse par des contrevenants après la fin de leur interdiction de conduire imposée en vertu du CCC, que leur permis ait été rétabli ou non; et deuxièmement, la récidive par les conducteurs qui ont terminé le programme, et dont le permis a été rétabli, même si le rétablissement a eu lieu après la date de la fin de l’interdiction de conduire aux termes du CCC. Des sous-analyses ont également été menées pour déterminer les effets associés au moment où les participants ont terminé le programme et à leur âge. Des données ont été extraites du Système de contrôle des permis pour les conducteurs qui ont été accusés, puis déclarés coupables d’une infraction de conduite en état d’ivresse (en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC) entre le 29 novembre 1996 et le

75

23 décembre 2001. Tous les conducteurs ayant commis une infraction répertoriée pendant cette période auraient reçu une suspension administrative de 90 jours, mais n’auraient pas été assujettis au Programme d’utilisation d’antidémarreurs, qui est entré en vigueur au début de 2002. La population à l’étude a été restreinte aux conducteurs qui n’avaient jamais commis d’infraction criminelle de conduite en état d’ivresse ayant mené à un verdict de culpabilité au cours de la période de cinq ans précédant leur infraction répertoriée, qui n’étaient pas déjà sous le coup d’une suspension au moment de leur infraction répertoriée, et qui, au moment de leur verdict de culpabilité, ont reçu une interdiction de conduire habituelle prévue au Code criminel.

Trois groupes d’étude ont été constitués à partir de la population à l’étude. Premièrement, un groupe non exposé n’ayant pas participé au programme Bonne conduite a été constitué de conducteurs ayant commis une infraction répertoriée entre le 29 novembre 1996 et le 29 septembre 1998, période pendant laquelle aucun programme de mesures correctives n’est entré en vigueur. Les membres de ce groupe devaient seulement attendre la fin de leur interdiction de conduire en vertu du CCC pour faire rétablir leur permis. Deuxièmement, un groupe ayant suivi seulement le volet d’éducation du programme a été constitué de conducteurs ayant commis une infraction répertoriée après le 29 septembre 1998 et ayant été déclarés coupables de cette infraction au plus tard le 1er octobre 2000. Ces conducteurs ont été exposés à une version partielle du programme Bonne conduite qui consistait uniquement à suivre un cours d’une journée sur l’alcool avant la fin de leur interdiction de conduire prévue au CCC. Troisièmement, un groupe ayant participé au programme Bonne conduite complet a été constitué de conducteurs ayant commis une infraction répertoriée entre le 29 septembre 1998 et le 23 décembre 2001 et ayant été déclarés coupables de cette infraction après le 1er octobre 2000. Ce groupe de conducteurs a suivi le programme Bonne conduite complet qui comportait une évaluation initiale, un programme d’éducation d’une journée ou un programme de traitement de deux jours, selon les résultats de l’évaluation, et une brève entrevue de suivi menée six mois après la fin du programme d’éducation ou de traitement. Cette version complète du programme Bonne conduite est actuellement en vigueur. Pour le premier résultat, des comparaisons ont été effectuées concernant le taux cumulatif de récidive sur trois ans entre le groupe des participants au volet d’éducation du programme Bonne conduite et le groupe des non-participants, et entre le groupe des participants au volet d’éducation du programme Bonne conduite et du programme

76

Bonne conduite complet; aux fins de cette comparaison, la période de suivi pour un conducteur donné commençait à la date de la fin de son interdiction de conduire imposée aux termes du CCC. Les groupes qui ont participé au programme complet et qui n’ont pas participé au programme n’ont pas été comparés directement parce que les intervalles de l’infraction de référence de ces groupes n’étaient pas adjacents dans le temps, ce qui aurait pu accroître l’effet de facteurs de confusion variables dans le temps implicites dans les analyses avant-après. Afin de faire rétablir leur permis de conduire, les conducteurs des groupes de participants au programme Bonne conduite devaient terminer tous les éléments du programme, ce qui comprend l’entrevue de suivi pour les participants au programme complet. Les conducteurs qui ne remplissaient pas cette condition au plus tard à la fin de leur interdiction d’un an en vertu du Code criminel étaient suspendus indéfiniment jusqu’à ce qu’ils satisfassent aux exigences du programme. Cette suspension d’une durée indéterminée, à laquelle le groupe n’ayant pas participé au programme Bonne conduite n’a jamais été exposé, est un élément actif de l’ensemble de la contremesure du programme Bonne conduite. Par conséquent, le premier résultat évalue l’efficacité du programme Bonne conduite dans son ensemble. La mesure du deuxième résultat porte sur les effets des « volets » du programme Bonne conduite, c’est-à-dire seulement l’évaluation, l’éducation, le traitement et le suivi sur la récidive après le rétablissement du permis de conduire pour les conducteurs qui ont terminé le programme. En particulier, le taux cumulatif de récidive sur trois ans, qui a été calculé en fonction d’une période de trois ans commençant à la date de rétablissement du permis de chaque conducteur, a été comparé entre les trois groupes de participants au programme en plusieurs étapes, comme nous l’avons décrit ci-dessus. Étant donné que seulement quelques conducteurs ont satisfait aux exigences du programme Bonne conduite à l’intérieur de leur interdiction d’un an aux termes du CCC (c.-à-d. les participants qui ont terminé le programme à temps), nous avons procédé aux comparaisons décrites précédemment séparément pour ce groupe et pour un groupe de participants qui ont terminé le programme en retard, qui ont satisfait aux exigences du programme Bonne conduite après la fin de leur interdiction d’un an aux termes du Code criminel, mais à l’intérieur de l’année qui a suivi. Aux fins des comparaisons limitées au groupe des participants qui ont terminé le programme en retard, une période de suivi de trois ans a commencé à la date à laquelle ils ont terminé le programme de mesures correctives.

77

Nous avons également comparé les participants qui ont terminé le programme à temps et ceux qui l’ont terminé en retard sur la mesure des résultats et sur certaines caractéristiques démographiques, notamment l’âge, le sexe, la catégorie de permis de conduire et la période écoulée entre l’infraction et la déclaration de culpabilité. Nous avons ensuite calculé les coefficients de propension sur ces variables et avons apparié les participants qui ont terminé le programme à temps et ceux qui l’ont terminé en retard en fonction des coefficients de propension afin d’explorer si ces caractéristiques démographiques avaient une incidence sur les différences entre les groupes sur le plan de la récidive. Autrement dit, nous avons examiné et apparié les caractéristiques démographiques afin d’explorer les biais de sélection possibles, puis de les traiter. Enfin, nous avons examiné si l’effet putatif du programme Bonne conduite est attribuable principalement à un groupe d’âge en particulier, en effectuant des analyses stratifiées sur les groupes des non-participants au programme Bonne conduite et sur les groupes qui ont suivi le volet d’éducation du programme, en utilisant trois groupes d’âge.

Programme d’utilisation d’antidémarreurs Après avoir purgé leur interdiction de conduire imposée par le Code criminel et avoir rempli toutes les exigences provinciales, les conducteurs déclarés coupables d’une infraction criminelle en lien avec la conduite en état d’ivresse voient leur permis de conduire assorti d’une condition d’utilisation d’un antidémarreur. Cette condition permet à ces conducteurs de conduire en toute légalité seulement si un antidémarreur est installé dans le véhicule. Puisque les conducteurs ont le choix de faire installer l’appareil, deux groupes émergent naturellement, un groupe qui accepte l’installation, et un groupe qui la refuse. Ces groupes ont été comparés concernant deux mesures des résultats : 1) la récidive en matière de conduite en état d’ivresse pendant que le conducteur doit utiliser l’antidémarreur et 2) la récidive en matière de conduite en état d’ivresse après le retrait de la condition. Les conducteurs ont également été comparés sur les résultats liés aux collisions pendant la période d’utilisation de l’antidémarreur. Les données ont été extraites du Système de contrôle des permis pour les conducteurs qui ont été déclarés coupables pour la première fois d’une infraction criminelle de conduite en état d’ivresse en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC pour une infraction survenue après le 23 décembre 2001 et qui ont été déclarés coupables de cette

78

infraction avant le 3 août 2010. La population à l’étude a été restreinte aux conducteurs dont la condition d’utilisation d’un antidémarreur a commencé le 1er janvier 2005 ou après puisque très peu de contrevenants ont installé un antidémarreur avant cette date; la population a également été restreinte aux conducteurs dont l’interdiction de conduire a duré un an et à ceux qui n’avaient pas été déclarés coupables d’une infraction criminelle de conduite en état d’ivresse au cours des 10 années qui ont précédé leur infraction répertoriée. Pour le premier résultat, le sous-groupe des conducteurs qui ont utilisé un antidémarreur pendant au moins 31 jours a été comparé au sous-groupe qui n’a pas installé d’antidémarreur par rapport à la proportion binomiale des conducteurs qui ont commis une autre infraction aux termes de l’article 253 ou 254 du CCC pendant leur condition d’utilisation d’un antidémarreur. Pour le groupe des conducteurs qui utilisaient un antidémarreur, les récidives ont été seulement prises en compte si elles ont été commises pendant qu’un appareil était installé, étant donné que certains conducteurs ont choisi de faire installer l’antidémarreur pendant une portion seulement de leur condition d’utilisation d’un antidémarreur. Puisque la proportion de récidivistes était faible dans chaque groupe, les événements de récidive ont été traités comme des dénombrements de Poisson et ont été entrés dans une régression de Poisson dans laquelle la composition du groupe était la seule valeur explicative (binaire). Les facteurs de compensation de l’exposition ont été la durée totale de la période de « risque » dans chaque groupe, c.-à-d. la période totale pendant laquelle l’antidémarreur a été installé pour les participants du groupe avec antidémarreur et la période totale de la condition d’utilisation d’un antidémarreur pour le groupe d’utilisateurs qui n’ont jamais fait installer d’antidémarreur. Les groupes ont été appariés en fonction de l’âge au moment de l’infraction, du sexe et des antécédents en matière d’infractions au cours des cinq années qui ont précédé la déclaration de culpabilité (les auteurs de la plupart des études précédentes n’ont pas effectué l’appariement des antécédents détaillés en matière d’infractions). Un calcul supplémentaire a été fait pour le groupe d’utilisateurs de l’antidémarreur; les récidives survenues pendant la condition d’utilisation d’un antidémarreur pendant que l’antidémarreur n’était pas installé ont été saisies en tant que taux en temps-personne (dans le groupe des conducteurs qui n’avaient pas d’antidémarreur). Aucune analyse officielle n’a été menée sur cette quantité, qui avait pour but d’infirmer la crainte selon laquelle les conducteurs qui installent un antidémarreur pendant une certaine période, même après l’appariement, affichaient systématiquement un taux de récidive moins élevé que ceux qui n’ont jamais installé

79

l’antidémarreur. Pour le deuxième résultat, les taux de collision pendant la période d’utilisation de l’antidémarreur ont été comparés aux taux de collision pendant la condition d’utilisation d’un antidémarreur (groupe des conducteurs qui n’ont jamais utilisé d’antidémarreur). Toutes les collisions à déclarer ont été incluses dans les analyses, qu’elles entraînent des dommages matériels, des blessures ou des décès. Les analyses ont été menées au moyen de la régression de Poisson, comme nous l’avons décrit précédemment.

Pour le troisième résultat, les conducteurs qui ont utilisé un antidémarreur pendant au moins 300 jours de leur condition d’utilisation d’un antidémarreur ont été comparés au groupe de conducteurs qui n’ont jamais installé d’antidémarreur sur le plan du temps écoulé avant leur première récidive après le retrait de la condition d’utilisation d’un antidémarreur de leur permis. Les résultats ont été définis en tant qu’incidents de conduite en état d’ivresse menant à un verdict de culpabilité en vertu de l’article 253 ou 254 du Code criminel. Les groupes ont été appariés en fonction de l’âge au moment de l’infraction, du sexe et des antécédents en matière d’infractions au cours des cinq années qui ont précédé la déclaration de culpabilité. Une régression de Cox a été effectuée après l’appariement des coefficients de propension avec des covariables supplémentaires pour tenir compte des différences résiduelles dans les variables correspondantes. Il y a eu censure à la fin de la période à l’étude (le 25 novembre 2014). Étant donné qu’il y a eu violation de la présomption de proportionnalité dans le test effectué au moyen de la méthode de Cox (1972), les analyses du temps écoulé avant l’événement ont été remplacées par une comparaison du taux cumulatif de récidive sur trois ans au moyen de la régression logistique. Les facteurs possibles de confusion ont été traités par l’ajustement du modèle, d’abord au moyen de données non appariées, puis au moyen de données appariées.

Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs Le Programme d’examen de la conduite est une modification du Programme d’utilisation d’antidémarreurs qui existait déjà. Ce programme a été conçu pour atteindre trois objectifs. Le premier objectif consiste à accroître le nombre de conducteurs qui font installer un antidémarreur en proposant un incitatif (c.-à-d. faire passer de 12 mois à 3 ou 6 mois la durée de l’interdiction de conduire) puisque l’antidémarreur n’a pas d’utilité à moins d’être installé et qu’il est prouvé que

80

l’antidémarreur est efficace pendant qu’il est installé. Le deuxième objectif consiste à favoriser des effets à long terme au moyen de la récompense d’un comportement (c.-à-d. le retrait sans prolongation de la condition d’utilisation d’un antidémarreur). Les participants des volets A et B sont assujettis à un examen de la conduite qui consiste à transmettre périodiquement au fournisseur de service des données qui servent à surveiller l’observation des conditions. Si le conducteur commet un manquement à ses conditions au cours des trois premiers mois de la condition d’utilisation d’antidémarreurs et doit conserver l’antidémarreur pendant six autres mois. Ces prolongations de trois mois peuvent se poursuivre indéfiniment, jusqu’à ce que le conducteur apprenne à ne plus conduire en état d’ivresse, ce qui favorise dont un changement à long terme des comportements et une diminution soutenue de la récidive après le retrait de l’appareil. Le troisième objectif consiste à faire participer les contrevenants vers une réadaptation plus rapidement en rendant obligatoire un maximum de 90 jours entre la contravention et la déclaration de culpabilité, ce qui constitue un critère d’admissibilité. Ces trois objectifs correspondent aux quatre mesures de résultat.

Les données ont été extraites du Système de contrôle des permis pour les conducteurs ayant été déclarés coupables d’une première infraction aux termes de l’article 253 ou 254 du CCC du 4 août 2005 au 4 août 2012. Pour les mesures de résultats correspondant à la période écoulée entre l’infraction et la déclaration de culpabilité, la période à l’étude a été réduite à la période du 4 août 2007 au 4 août 2012. Afin d’examiner les changements dans le nombre de conducteurs qui font installer l’antidémarreur, la population à l’étude a été restreinte à ceux à qui une condition d’utilisation d’antidémarreur a été appliquée au cours des deux ans qui ont suivi la date du début de la suspension. Dans cette population de conducteurs, nous avons examiné les changements sur une période de sept ans dans le nombre de conducteurs qui ont fait installer l’antidémarreur dans les trois mois précédant et les six mois suivant l’imposition d’une condition d’utilisation d’un antidémarreur sur leur permis relativement au nombre de personnes qui ont une condition d’utilisation d’un antidémarreur sur leur permis. Les données ont été regroupées bimensuellement, et les données sur les résultats touchant un conducteur contribuaient à une période si le conducteur était déclaré coupable (et commençait à purger son interdiction de conduire) pendant la période couverte par ces deux mois. Cette proportion bimensuelle des conducteurs ayant fait installer un antidémarreur a été modélisée en tant que fonction exponentielle de saturation avec « interruption » multiplicative au moment de la mise en œuvre du

81

programme, comme suit

�̂�(𝑡) = �1 + ℎ𝑡>𝑡𝑅𝑅𝛼� �𝑏 + 𝑎 �1−𝑟−𝛽𝛽

1+𝑟−𝛽𝛽� �

𝛾 , (5)

où �̂�(𝑡) est une proportion des installations estimée par modèle, ℎ𝑡>𝑡𝑅𝑅 est une fonction échelon codée en tant que zéro avant la mise en œuvre du programme et en tant que un après la mise en œuvre; t est le temps et 𝛼 est l’importance de la discontinuité multiplicative. Deux valeurs aberrantes correspondant à des points de données situés près de la mise en œuvre du programme ont été exclues. L’équation 5 a été ajustée aux données observées au moyen de la méthode des moindres carrés pondérés, dans laquelle le facteur de pondération correspondait à la variation inverse attendue pour une variable binomiale dont la proportion observée est )𝑡(𝑝 et le nombre total est n. Par conséquent, les facteurs de pondération choisis correspondaient à

))𝑡(𝑝−1()𝑡(𝑝𝑛 , où n est

le nombre de conditions d’utilisation d’un antidémarreur découlant d’une déclaration de culpabilité au moment t. De cette façon, la procédure d’ajustement a correspondu au maximum de vraisemblance. Les intervalles de confiance pour la valeur estimée des facteurs alpha ont été calculés selon la méthode de l’autoamorçage (10 000 nouveaux échantillonnages). L’autocorrélation des résidus a été vérifiée au moyen de la statistique de Ljung-Box Q. Pour examiner les changements dans la période entre l’infraction et la déclaration de culpabilité, la moyenne de la période écoulée entre l’infraction commise par chaque conducteur et la date de la déclaration de culpabilité a été calculée pour tous les conducteurs déclarés coupables pendant une période donnée. Les séries chronologiques ainsi obtenues ont été modélisées au moyen de la régression linéaire segmentée, qui comprenait une covariable d’intervention qui était établie à zéro avant l’entrée en vigueur du programme et à un après l’entrée en vigueur du programme. L’autocorrélation a été traitée par l’inclusion d’un facteur saisonnier dans le modèle, comme nous l’avons décrit précédemment concernant la méthodologie de l’évaluation de la mise en fourrière.

Pour examiner le dernier résultat, celui de la récidive à long terme, nous avons extrait les données du Système de contrôle des permis sur les conducteurs qui ont été déclarés coupables d’une première infraction de conduite en état d’ivresse en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC et qui ont reçu un verdict de culpabilité le 3 août 2010 ou après. La population à l’étude a été restreinte aux conducteurs invités à participer au

82

Programme d’examen de la conduite. Trois groupes ont été formés naturellement dans cette population : les contrevenants du volet A, du volet B et du volet C. Les conducteurs ont été assignés à l’un de ces groupes en fonction du « code de condition d’utilisation d’un antidémarreur » qui figure sur leur permis, qui est attribué aux conducteurs qui répondent à l’invitation à participer au Programme d’examen de la conduite en suivant plusieurs mesures de suivi et en fonction du « code d’inscription au programme d’utilisation d’un antidémarreur » qui figure sur le permis des conducteurs qui ont fait installer leur antidémarreur par un fournisseur de services. Nous avons réduit les données en retirant les conducteurs dont les codes d’antidémarreur et d’inscription n’étaient pas conformes. Les groupes des volets A et B ont été encore restreints aux conducteurs qui ont utilisé l’antidémarreur pendant toute la durée de leur condition d’utilisation d’un antidémarreur, ce qui comprenait une période de grâce de 33 jours. En vertu du Code de la route, les conducteurs qui n’ont pas installé l’antidémarreur dans les 30 jours sont réputés avoir enfreint les conditions du programme et sont envoyés par défaut au volet C. Les trois jours de grâce supplémentaires ont été ajoutés à nos critères de sélection pour tenir compte des désinstallations hâtives (par exemple, les situations dans lesquelles l’antidémarreur a été retiré le vendredi alors que la condition prenait fin le lundi).

Afin de tester l’efficacité des mesures prévoyant les prolongations en cas de manquements aux conditions, nous avons permis aux conducteurs des volets A et B de bénéficier d’au plus deux prolongations de trois mois. Les conducteurs ayant reçu un plus grand nombre de prolongations représentaient beaucoup moins de 1 % de chaque groupe et n’ont pas récidivé à la suite de la désinstallation de l’antidémarreur, ce qui s’explique vraisemblablement par leur faible nombre. Le volet C se composait de conducteurs qui ont choisi de ne pas faire installer d’antidémarreur et qui se trouvaient par défaut dans le volet C.

Nous avons vérifié que tous les conducteurs avaient reçu une interdiction de conduire pendant la période prescrite correspondant à leur volet et avaient bénéficié d’une période de grâce de 45 jours au début ou à la fin de cette période. Les conducteurs ont été éliminés de la population à l’étude s’ils ont retiré l’antidémarreur sans avoir terminé le programme. Nous avons procédé à un appariement des coefficients de propension entre les groupes afin de minimiser les différentes qui existaient déjà entre les groupes; le calcul a été fondé sur les données sur l’âge, le sexe et le quartier provenant de l’Enquête nationale auprès des ménages de Statistique Canada (2011) (voir l’annexe 2)

83

et les mesures agrégées des infractions commises antérieurement au CCC et au Code de la route au cours des cinq années qui ont précédé leur infraction répertoriée (voir l’annexe 1). Les différences résiduelles après l’appariement ont été traitées au moyen d’un ajustement par l’inclusion de ces variables en tant que covariables de modèle. Des analyses de survie ont été menées séparément sur les volets A et B; dans les deux cas, le groupe de référence était le volet C, c.-à-d. le programme original d’utilisation de l’antidémarreur. Une régression de Cox a été effectuée, une suspension administrative de 90 jours ou une sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement a été considérée comme un manquement, et la date de censuration a été le 25 novembre 2014.

84

RÉSULTATS Suspension administrative de 90 jours du permis de conduire Le potentiel de dissuasion général de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire a été évalué en parallèle avec celui du Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool et du Programme d’utilisation d’antidémarreurs dans le cadre de notre analyse « des mesures de la première vague ». Des modèles ARMMI ont tout d’abord été appliqués à trois séries de résultats, soit le ratio de conducteurs avec les facultés affaiblies, le ratio blessures/décès imputables à la conduite en état d’ivresse, et le ratio blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse pour la période comprise entre janvier 1988 et novembre 1996 (ce qui correspond à la date d’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire). Les statistiques sur l’ajustement du modèle sont présentées dans le tableau 1. La statistique Q de Ljung-Box indique que les modèles sélectionnés tiennent compte de l’autocorrélation, tandis que les valeurs R au carré étaient raisonnables.

Tableau 1. Statistiques relatives au modèle avant la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire

Séries chronologiques des résultats

Ordre des modèles ARMMI

Valeurs R au carré

Valeur prédictive de la statistique Q de

Ljung-Box

Ratio des conducteurs avec les

facultés affaiblies

(0,1,1)(0,1,1) ,609 ,233

Ratio blessures/décès (0,1,1)(0,1,1) ,565 ,090

Ratio blessures graves/décès (0,0,1)(0,1,1) ,345 ,495

Ces modèles se rapportant à la période qui précède l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire ont permis de formuler une première hypothèse valable au regard de la complexité (ordre) des modèles ARMMI à utiliser pour l’analyse des séries chronologiques interrompues relatives aux trois contremesures qui constituent la première vague. Ces mêmes modèles ont également été utilisés pour réaliser l’analyse de prévision associée à la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire. Il a été possible d’obtenir des

85

résultats dignes de confiance seulement pour une incidence de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire sur le ratio blessures graves/décès (voir la figure 9 pour des données brutes mensuelles sur le ratio de blessures graves/décès). Ainsi, la suspension administrative de 90 jours semble être à l’origine de la diminution continue du nombre de blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse par rapport aux résultats liés aux collisions correspondants non imputables à la conduite en état d’ivresse sur une période de cinq ans avant qu’il redevienne stable, quoiqu’à une valeur plus basse. La valeur approximative attribuée aux ventes d’alcool pour estimer la consommation d’alcool n’a pas été d’une très grande utilité statistique dans les modèles.

Figure 9. Nombre mensuel de blessures graves et de décès imputables aux collisions entre véhicules en Ontario

La ligne grise représente l’ensemble de ces résultats, tandis que la ligne noire représente uniquement les blessures ou les décès survenus dans des collisions où au moins l’un des conducteurs avait consommé de l’alcool. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire.

Quand on y regarde de plus près, les données illustrées à la figure 10 portent à croire que le ratio de blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse a

poursuivi la tendance à la baisse qui avait débuté avant l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, tandis que le ratio de blessures graves/décès non imputables à la conduite en état d’ivresse semble s’être stabilisé pendant un certain nombre d’années. Quoi qu’il en soit, l’incidence de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, d’après les estimations obtenues grâce à l’analyse de prévision à l’aide des modèles ARMMI se rapportant à la période qui précède l’entrée en vigueur de la suspension administrative (voir la figure 10) se traduit par une réduction du nombre de blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse d’approximativement 20,3 par mois après l’établissement de la moyenne sur 14 ans des écarts entre les valeurs estimées et observées. Une estimation un peu plus prudente, obtenue en déterminant la moyenne sur cinq ans après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours, permet d’obtenir une réduction de 18,8 par mois (ou de 226 par année). Il convient toutefois de noter que l’approche de prévision utilisée pour évaluer l’incidence de la suspension administrative de 90 jours sur le ratio de blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse ne tient pas compte du Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool ni du Programme d’utilisation d’antidémarreurs, lesquels peuvent avoir joué un rôle dans les résultats obtenus. Cela dit, ce rôle est selon toute vraisemblance négligeable si l’on considère que l’approche des séries chronologiques interrompues n’a pas permis de dégager de retombées de ces programmes.

Figure 10. Ratio blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse sur une base mensuelle

86

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

Jan 1988 Jan 1994 Jan 2000 Jan 2006

Rat

io d

e bl

essu

res

grav

es/d

écès

im

puta

bles

à la

con

duite

en

état

d'

ivre

sse

Date de la collision

Ratio de blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse

Estimations sansla suspensionadministrativede 90 jours dupermis deconduire

87

La courbe en trait plein représente le ratio de blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse sur une base mensuelle. La courbe en pointillé représente les valeurs estimées à l’aide des modèles ARMMI et serait celle qu’aurait suivie le trait noir sans la mise en œuvre de la suspension administrative de 90 jours. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire.

Deux mesures de dissuasion spécifiques liées à la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire ont été évaluées : 1) la proportion de récidive sur 90 jours, 𝑃90, et 2) la proportion de récidive pendant la période de suivi, 𝑃𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓. Les données de dénombrement brutes pour le résultat 1 sont illustrées dans le premier graphique de la figure 11. Ce qui retient plus particulièrement l’attention est la diminution, après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours, du nombre de conducteurs reconnus coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du Code criminel du Canada (CCC) (points gris) et du nombre de ces conducteurs qui ont récidivé (points noirs) par trimestre. Les données de dénombrement brutes pour le résultat 2 sont illustrées dans le deuxième graphique de la figure 11. Il convient de noter la diminution du nombre de conducteurs qui ont fait l’objet d’un suivi sur une période de trois mois (points gris) et du nombre de conducteurs qui ont récidivé pendant cette période de suivi (points noirs) après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire.

88

0

2

4

6

0

50

100

150

200

250

300

Nov 1991 Nov 1994 Nov 1997 Nov 2000

Nbr

e de

dél

inqu

ants

, Eof

f , e

n m

illier

s

Nbr

e de

réci

divi

stes

pen

dant

les

90 p

rem

iers

jour

s, N

90 (t

rimes

triel

)

0

0.5

1

1.5

2

2.5

0

20

40

60

80

100

120

Nov 1991 Nov 1994 Nov 1997 Nov 2000 Nbr

e de

dél

inqu

ants

vis

és p

ar u

ne p

ério

de

de s

uivi

, Efo

llow

, en

milli

ers

Nbr

e de

réci

divi

stes

pen

dant

la p

ério

de d

e su

ivi d

e tro

is m

ois,

Nfo

llow (t

rimes

triel

)

Date de l'infraction à l'art. 253/254 du CCC Figure 11. Taux de récidive sur 90 jours des conducteurs reconnus coupables d’une infraction en vertu de l’article 253/254 du CCC

89

Premier graphique de la figure : Les points gris représentent les premières infractions au CCC, tandis que les points noirs désignent le nombre de ces délinquants qui ont récidivé moins de 90 jours après la première infraction. La courbe noire représente les valeurs d’ajustement du modèle, tandis que la ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours. Deuxième graphique de la figure : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence que les délinquants (points gris) désignent les conducteurs qui n’ont été reconnus coupables d’aucune nouvelle infraction pendant au moins 180 jours après l’infraction initiale, la période de suivi de trois mois commençant 90 jours après l’infraction initiale. Les récidives (points noirs) prises en considération sont uniquement celles survenues pendant la période de suivi.

Il est certes possible que la diminution du dénominateur lié à l’exposition pour les deux résultats soit imputable à l’effet de dissuasion général de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, mais il est impossible d’en avoir la certitude sans procéder à des recherches plus approfondies. Ce qui importe le plus ici est les mesures des résultats en tant que telles, illustrées à la figure 12.

0.0 %

1.0 %

2.0 %

3.0 %

4.0 %

Nov 1991 Nov 1994 Nov 1997 Nov 2000

Taux

de

réci

dive

pen

dant

les

90 p

rem

iers

jour

s, P

90

90

0.0 %

1.0 %

2.0 %

3.0 %

4.0 %

Nov 1991 Nov 1994 Nov 1997 Nov 2000

Taux

de

réci

dive

pen

dant

la

pério

de d

e su

ivi,

Pfo

llow

Date de l'infraction à l'art. 253/254 du CCC Figure 12. Événements de récidive avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire

Premier graphique : Les points noirs représentent le taux de récidive sur 90 jours, obtenu en somme en divisant les valeurs des points noirs du premier graphique de la figure précédente par la valeur des points gris. Là encore, la courbe noire désigne les valeurs d’ajustement du modèle, tandis que la ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours. Deuxième graphique : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence qu’elles désignent le taux de récidive pendant la période de suivi.

Pour le résultat 1, le taux de récidive sur 90 jours, la régression de Poisson et la régression binomiale négative donnent à entendre que la valeur de 𝑃90 pendant la période précédant immédiatement l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours était une donnée aberrante flagrante relativement au modèle ajusté. Après un rajustement du modèle qui éliminait cette valeur, une diminution immédiate de 65 % (intervalle de confiance de type Wald de 95 % : [59 %, 0,70 %]) de la valeur 𝑃90 du modèle a été observée, indiquant une réduction importante du nombre de délinquants reconnus coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC ayant récidivé dans les 90 jours suivant la première infraction. L’établissement des moyennes relatives aux valeurs d’ajustement du modèle sur une période de quatre trimestres avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours (afin d’éliminer les variations saisonnières statistiquement significatives) a permis d’obtenir une réduction

91

du taux de récidive de 2,45 à 0,82 conducteur récidiviste par 100 délinquants (une diminution de l’ordre de 66 %9).

Pour le résultat 2, le taux de récidive pendant la période de suivi, on ne constate pas de diminution importante après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours, mais plutôt une tendance temporelle simple qui se poursuit même après l’entrée en vigueur de cette mesure. Toutefois, après un examen minutieux des données figurant dans le deuxième graphique de la figure 12, il paraît plausible qu’un décalage de niveau de la valeur 𝑃𝑜𝑜𝑎𝑎𝑜𝑓 soit survenu simultanément à l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours. Pour en avoir la preuve, il faudrait obtenir des données plus approfondies sur les contremesures avant l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours.

Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement Le potentiel de dissuasion général des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement a été évalué avec celui des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro et de la mise en fourrière des véhicules pendant sept jours dans le cadre de l’analyse des « mesures de la deuxième vague ». Les trois mêmes résultats liés aux collisions ont été pris en considération pour les contremesures de la deuxième vague que pour les contremesures de la première vague, à la différence que les données mensuelles se rapportent à la période de temps comprise entre le 1er janvier 1998 et le 1er janvier 2013 (voir la figure 13). Pour les contremesures de la deuxième vague, seule l’approche des séries chronologiques interrompues reposant sur les modèles ARMMI a été utilisée. Cela étant, nous avons pu utiliser des formes simples de covariables d’intervention à partir desquelles il a été facile d’obtenir des estimations de l’ampleur des répercussions.

9 Le modèle ajusté indique une diminution « instantanée » de 65 % à la date d’entrée en vigueur; toutefois, cette diminution est plutôt de 66 % si l’on se fie à la moyenne annuelle avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative, une donnée qui est plus sensible à la présence de tendances temporelles contextuelles.

92

0

2

4

6

8

10

0

0.2

0.4

0.6

0.8

Jan 1998 Jan 2002 Jan 2006 Jan 2010

Tous

les

résu

ltats

(x10

3 par

moi

s)

Rés

ulta

ts li

és à

la c

ondu

ite e

n ét

at

d'iv

ress

e (x

103 p

ar m

ois)


D&D injuries/fatalities Drinking driversAll injuries/fatalities All drivers

Figure 13. Événements liés à la conduite en état d’ivresse au fil du temps

La courbe en trait plein grise représente le nombre mensuel de blessures et de décès résultant de collisions de véhicules n’ayant pas causé uniquement des dommages matériels en Ontario. La courbe pointillée grise représente le nombre mensuel de conducteurs impliqués dans des collisions de véhicules n’ayant pas causé uniquement des dommages matériels en Ontario. Les courbes noires représentent les nombres équivalents lorsque l’un des conducteurs était en état d’ivresse. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur de la fourchette d’avertissement.

Chacune des trois séries de résultats liés aux collisions est associée à des modèles de séries chronologiques interrompues de type ARMMI assortis de covariables d’intervention permanentes soudaines. Les détails relatifs aux modèles sont présentés pour l’ensemble de la population dans le tableau 2.

93

Tableau 2. Statistiques d’ajustement de modèle

Séries chronologiques des résultats

Ordre des modèles ARMMI

Valeurs R au carré

Valeur prédictive de la statistique Q de

Ljung-Box

Ratio de conducteurs avec les

facultés affaiblies

(0,0,0)(0,1,2) ,649 ,700

Ratio blessures/décès (0,0,1)(0,1,1) ,625 ,937

Ratio blessures graves/décès (0,0,[3,2])(0,1,1) ,379 ,621

Les modèles d’ajustement finaux avaient tous des valeurs R au carré raisonnables et une statistique Q de Ljung-Box négligeable, indiquant que chaque modèle avait suffisamment décorrélé la série chronologique pertinente. La valeur approximative attribuée aux ventes d’alcool pour la consommation d’alcool n’a pas été d’une très grande contribution statistique dans nos modèles.

Tant pour le ratio de conducteurs avec les facultés affaiblies que pour le ratio de blessures/décès imputables à la conduite en état d’ivresse, les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement étaient associées à des réductions importantes des résultats liés à la conduite en état d’ivresse. Après rétro-élimination, les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement étaient également associées à des réductions importantes des blessures graves et des décès imputables à la conduite en état d’ivresse. Les valeurs observées pour les deux premières mesures de résultat sont illustrées dans le premier et le deuxième graphique de la figure 14, respectivement, avec les prédictions obtenues grâce aux modèles ARMMI des valeurs qui auraient été relevées en l’absence de la contremesure.

94

0

0.01

0.02

0.03

0.04

Jan 1998 Jan 2002 Jan 2006 Jan 2010Rat

io d

e co

nduc

teur

s en

éta

t d'é

brié

té

Ratio de conducteurs en état d’ébriété observé

0

0.02

0.04

0.06

0.08

Jan 1998 Jan 2002 Jan 2006 Jan 2010

Rat

io d

e bl

essu

res/

décè

s im

puta

bles

à la

co

ndui

te e

n ét

at d

'ivre

sse


Ratio de conducteurs en état d’ébriété observé

Figure 14. Blessures et décès liés à la conduite en état d’ivresse avant et après l’entrée en vigueur des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement

Premier graphique de la figure : La courbe en trait plein représente le ratio de conducteurs en état d’ivresse. La courbe en pointillé représente les valeurs estimées à l’aide du modèle ARMMI et serait celle

95

qu’aurait suivie le trait noir sans la mise en œuvre de la fourchette d’avertissement. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur de la fourchette d’avertissement. Deuxième graphique de la figure : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence qu’elles désignent le ratio de blessures et de décès imputables à la conduite en état d’ivresse.

La diminution du nombre absolu de conducteurs en état d’ivresse impliqués dans des collisions a été calculée à l’aide du modèle et correspond à 27.3 ± 14.6 (intervalle de confiance de type Wald de 95 %) par mois, passant de 179 (selon les estimations) à 152 (observations), ce qui représente une diminution de 15 %. Au regard des blessures/décès imputables à la conduite en état d’ivresse, nous avons constaté une diminution mensuelle de 44.9 ± 26.2, de 261 à 217, ce qui représente une diminution de 17 %. Au chapitre des blessures graves/décès imputables à la conduite en état d’ivresse, une diminution moins importante, mais néanmoins significative, de 12 % a été constatée après rétro-élimination. Sans cette rétro-élimination toutefois, la diminution obtenue avec cette dernière mesure était négligeable, à 7,7 %. Des analyses réalisées sur un sous-groupe n’ont révélé aucune incidence digne de mention de chacune des contremesures sur l’un ou l’autre des résultats, si ce n’est qu’on a observé des effets comparables des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement tant sur le groupe à haut risque que sur l’ensemble du groupe.

Afin d’évaluer le potentiel de dissuasion spécifique, nous avons divisé en deux groupes les conducteurs ayant à leur actif trois infractions liées à l’alcool – deux infractions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement et une troisième infraction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie dans la fourchette d’avertissement ou ayant donné lieu à une suspension administrative de 90 jours du permis de conduire. Le sous-groupe des délinquants ayant accumulé les infractions « sur une période plus courte » regroupait les conducteurs dont les intervalles de temps entre la première et la troisième infraction (𝑇1 + 𝑇2) étaient inférieurs à 2,25 années (N = 427). Le sous-groupe des délinquants ayant accumulé les infractions « sur une période plus longue » regroupait les conducteurs pour lesquels 𝑇1 + 𝑇2 donnait un intervalle de temps supérieur à 2,25 années, mais inférieur à 5 ans. Pour le premier groupe, la période de temps moyenne entre la première et la deuxième suspension, 𝑇1, était de 271 jours. Nous n’avons pas constaté de différence marquée entre cette mesure et l’intervalle 𝑇2, qui se situait à 254 jours (voir le premier graphique de la figure 15 pour une répartition des intervalles 𝑇2 − 𝑇1). La tendance qui est ressortie du deuxième groupe (N = 222) n’est pas la même, la période de temps moyenne entre la

96

première et la deuxième suspension, 𝑇1, étant de 574 jours, comparativement à la période de temps moyenne entre la deuxième et la troisième suspension, 𝑇2, qui se situait à 764 jours (p = 0.001) (voir le deuxième graphique de la figure 15).

0

20

40

60

80

100

-1800 0 1800

Fréq

uenc

e

0

5

10

15

20

25

-1800 0 1800

Fréq

uenc

e

T2-T1 (jours)

Figure 15. Répartition des valeurs 𝑇2-𝑇1

97

Premier graphique de la figure : Répartition des valeurs 𝑇2-𝑇1 pour tous les délinquants ayant accumulé des infractions « sur une période plus courte » qui ont reçu trois suspensions liées à l’alcool, les deux premières pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement, dans une période de 2,25 années. Ici, 𝑇1 représente la période de temps entre les deux premières suspensions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement, tandis que 𝑇2 désigne la période de temps entre la deuxième suspension pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement et la troisième suspension liée à l’alcool. Deuxième graphique de la figure : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence qu’il s’agit des conducteurs ayant accumulé des infractions « sur une période plus longue » et dont les trois suspensions s’échelonnent sur une période supérieure à 2,25 ans, mais inférieure à 5 ans.

Depuis l’entrée en vigueur de la fourchette d’avertissement en 2009, le nombre de premières suspensions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement reçues par les conducteurs a diminué d’approximativement 1 200 à 600 par mois, soit une diminution de 50 % sur une période de cinq ans et demi (voir la figure 16). Il n’est pas possible de savoir si les facteurs à l’origine de cette tendance à la baisse jouent également un rôle dans l’échelonnement des suspensions des délinquants ayant accumulé des infractions sur une période plus longue.

0

1000

2000

3000

4000

5000

100 500 900 1300 1700 2100

Fréq

uenc

e

Jours écoulés depuis l'entrée en vigueur de la fourchette d'avertissement

Figure 16. Nombre de premières infractions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement chez les conducteurs n’ayant à leur actif aucune suspension préalable en vertu de la fourchette d’avertissement en fonction du temps écoulé depuis le 1er mai 2009. Une tendance baissière est manifeste.

98

Nous avons également tenté d’évaluer les effets dissuasifs spécifiques à l’aide d’une deuxième approche. Nous avons formé deux groupes, l’un composé de délinquants ayant à leur actif une seule sanction pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement dans une période de temps donnée, et l’autre composé de délinquants ayant à leur actif deux sanctions, une suspension pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement survenue pendant la même période que le premier groupe, mais également une suspension antérieure pour le même type d’infraction. Pour chacun des conducteurs, nous avons observé des récidives de conduite avec les facultés affaiblies au cours d’une période de suivi de deux ans. D’après nos critères de sélection, nous nous serions attendus à ce que les conducteurs du groupe de délinquants ayant à leur actif deux sanctions soient deux fois plus susceptibles de récidiver, ayant été sélectionnés parce qu’ils accumulaient les suspensions pour conduite en état d’ivresse à un rythme plus élevé que le groupe de délinquants ayant à leur actif une seule sanction. Nous avons donc tenté des corrélations au regard des antécédents d’infractions, du sexe et de l’âge afin de faire disparaître les écarts entre les groupes, mais, même après ces appariements de données, nous avons constaté deux fois plus de récurrences de conduite avec les facultés affaiblies chez le groupe des délinquants ayant à leur actif deux sanctions que chez le groupe de délinquants ayant à leur actif une sanction, donnant à entendre qu’il nous était impossible de créer des groupes comparables.

Mise en fourrière à long terme des véhicules Nous nous sommes attardés sur deux mesures d’efficacité pour le Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules : 1) le nombre bimensuel d’infractions pour conduite sous le coup d’une interdiction prévue au Code criminel (condamnations en vertu de l’article 253 ou 254) par rapport au nombre de ces interdictions, et 2) la même mesure, mais uniquement pour les conducteurs ayant à leur actif une infraction (et une condamnation) antérieure pour conduite sous le coup d’une interdiction au cours d’une période de cinq ans. Les données de dénombrement brutes pour le résultat 1 figurent dans le premier graphique de la figure 17. Fait digne de mention, le nombre de conducteurs sous le coup d’une interdiction (points gris) et le nombre d’infractions pour conduite sous le coup d’une interdiction commises pendant la période visée par une telle interdiction (points noirs) suivent tous deux une tendance à la baisse au fil du temps, si l’on fait exception d’une augmentation initiale, laquelle est une anomalie imputable à la manière dont nous avons sélectionné les conducteurs (voir la section

99

Méthodes). Les données de dénombrement brutes pour le résultat 2 figurent dans le deuxième graphique de la figure 17. Des tendances analogues sont manifestes.

0

10

20

30

40

50

0

100

200

300

400

Jan 1995 Jan 1999 Jan 2003 Jan 2007

Nbr

e d'

inte

rdic

tions

, Epr

ohib

, en

milli

ers

Nbr

e bi

men

suel

d'in

fract

ions

liée

s à

la

cond

uite

sou

s le

cou

p d'

un in

terd

ictio

n,

N DWP

0

1

2

3

4

0

20

40

60

80

100

Jan 1995 Jan 1999 Jan 2003 Jan 2007

Nbr

e de

con

duct

eurs

vis

és p

ar u

ne

inte

rdic

tion

de c

ondu

ire q

ui a

vaie

nt

déjà

une

telle

inte

rdic

tion

à le

ur

doss

ier,

en m

illier

s

Nbr

e de

dél

inqu

ants

aya

nt c

ondu

it al

ors

qu'ils

éta

ient

sou

s le

cou

p d'

une

inte

rdic

tion

(bim

ensu

el)

Date Figure 17. Événements de conduite en état d’ivresse avant et après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules

Premier graphique de la figure : Les points gris représentent l’exposition : le nombre bimensuel de délinquants sous le coup d’une interdiction de conduire en vertu de l’art. 253 ou 254 du CCC à la suite

100

d’une infraction survenue le 1er janvier 1994 ou après cette date. Les points noirs représentent le nombre bimensuel d’infractions liées à la conduite sous le coup d’une interdiction commises pendant les interdictions en vertu de l’art. 253 ou 254 du CCC illustrées en gris. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules, tandis que la courbe noire représente l’ajustement de modèle. Deuxième graphique de la figure : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence que sont représentées les données relatives aux conducteurs ayant contribué au résultat ou à la mesure d’exposition qui ont commis une infraction pour avoir conduit sous le coup d’une interdiction au cours des cinq années précédentes.

Pour le résultat 1, le nombre d’infractions liées à la conduite sous le coup d’une interdiction, 𝑅𝐷𝐷𝐷, la régression de Poisson et la régression binomiale négative donnent à entendre qu’avant l’entrée en vigueur de la contremesure, ce ratio augmentait au fil du temps dans une proportion de 0,9 % (intervalle de confiance de type Wald de 95 % : [0,6 %, 1,3 %]) tous les deux mois. L’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules a été associée à une diminution significative sur le plan statistique de cette augmentation, au point d’y mettre pour ainsi dire fin (voir le premier graphique de la figure 18).

Pour le résultat 2, le nombre de délinquants ayant conduit alors qu’ils étaient sous le coup d’une interdiction, nous avons observé une diminution significative sur le plan statistique de 19 % (intervalle de confiance de type Wald de 95 % : [6,5 %, 30 %]) après l’entrée en vigueur du programme. L’utilisation de valeurs d’ajustement de modèle immédiatement avant et après l’entrée en vigueur du programme permet d’obtenir une réduction correspondante du taux de conduite sous le coup d’une interdiction de 5,76 à 4,64 infractions par 10 trimestres d’interdiction (de 23,0 à 18,6 infractions par 100 années d’interdiction de conduire en vertu du CCC) immédiatement après l’entrée en vigueur du programme.

101

0.005

0.01

0.015

0.02

Jan 1995 Jan 1999 Jan 2003 Jan 2007

Rat

io d

e co

nduc

teur

s ay

ant c

ondu

it al

ors

qu'ils

éta

ient

sou

s le

cou

p d'

une

inte

rdic

tion,

RDW

P

0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

Jan 1995 Jan 1999 Jan 2003 Jan 2007

Rat

io d

e co

nduc

teur

s ay

ant c

ondu

it so

us le

cou

p d'

une

inte

rdic

tion

qui

avai

ent d

éjà

une

infra

ctio

n de

cet

te

natu

re à

leur

act

if

Date Figure 18. Occurrence relative de la conduite sous le coup d’une interdiction avant et après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules Premier graphique de la figure : Les points noirs représentent le ratio de conducteurs ayant conduit alors qu’ils étaient sous le coup d’une interdiction, 𝑅𝐷𝐷𝐷, obtenu en somme en divisant les valeurs des points noirs du premier graphique de la figure 18 par les valeurs des points gris. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules, tandis que la courbe noire représente l’ajustement de modèle. Deuxième graphique de la figure : Les

102

mêmes conventions s’appliquent, à la différence qu’il s’agit du résultat relatif aux conducteurs qui avaient déjà une infraction de cette nature à leur actif.

Mise en fourrière des véhicules pendant sept jours Il n’a pas été possible de dégager d’effet de dissuasion général sur les résultats liés aux collisions pour le Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours.

Deux mesures ont été prises en considération pour évaluer l’effet de dissuasion spécifique du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours : 1) la proportion bimensuelle de conducteurs sous le coup d’une suspension administrative de 90 jours du permis de conduire qui ont été surpris à conduire pendant cette suspension, et 2) la proportion de conducteurs qui reçoivent une suspension administrative de 90 jours, n’ont pas obtenu de jugement relativement à leur accusation criminelle dans les trois mois suivant leur suspension administrative de 90 jours et reçoivent ensuite une deuxième suspension administrative de 90 jours pendant leur période de suivi. Les données de dénombrement brutes pour le résultat 1 sont illustrées dans le premier graphique de la figure 19. Il convient de noter que le nombre de conducteurs qui reçoivent une suspension administrative de 90 jours (points gris) demeure relativement stable au fil du temps, tandis que le nombre de conducteurs qui conduisent sous le coup d’une suspension (points noirs) semble chuter après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours. Les données de dénombrement brutes pour le résultat 2 sont illustrées dans le deuxième graphique de la figure 19. Des tendances similaires, quoique moins évidentes, ressortent.

103

0

2

4

6

0

10

20

30

40

50

60

Nov 2005 Nov 2007 Nov 2009 Nov 2011 Nov 2013

Nbr

e de

con

duct

eurs

qui

reço

iven

t une

pr

emiè

re s

uspe

nsio

n de

90

jour

s, E

susp

, en

milli

ers

Nbr

e de

con

duct

eurs

aya

nt c

ondu

it so

us le

cou

p d'

une

susp

ensi

on, N

DWS

(bim

ensu

el)

0

2

4

6

0

10

20

30


Nbr

e de

con

duct

eurs

vis

és p

ar u

ne

pério

de d

e su

ivi c

ompl

ète,

Efo

llow,,

en

milli

ers

Nbr

e de

réci

divi

stes

, Nre

cid

(bim

ensu

el)

Date de début de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire

Figure 19. Conduite sous le coup d’une suspension et nouvelles suspensions pendant la période de suivi avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire

104

Premier graphique de la figure : Les points gris représentent l’exposition : le nombre bimensuel de délinquants recevant une suspension administrative de 90 jours. Les points noirs représentent le nombre bimensuel d’infractions pour conduite sous le sous d’une suspension commises pendant la période de la suspension administrative de 90 jours illustrée en gris. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours, tandis que la courbe noire représente l’ajustement de modèle. Deuxième graphique de la figure : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence que les points gris représentent le nombre bimensuel de conducteurs qui reçoivent une suspension administrative de 90 jours, mais ne reçoivent aucune déclaration de culpabilité pendant au moins 180 jours, ce qui correspond à une période de suivi de trois mois après l’échéance de la suspension. Les points noirs représentent les suspensions suivant la suspension administrative de 90 jours reçues par les conducteurs décrites précédemment pendant leur période de suivi.

Pour le résultat 1, le ratio de conducteurs ayant conduit sous le coup d’une suspension, 𝑅𝐷𝐷𝐷, la régression de Poisson et la régression binomiale négative ont révélé une diminution importante de 33 % (intervalle de confiance de type Wald de 95 % : [29 %, 45 %]) après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours (voir le premier graphique de la figure 20), ce qui correspond à une réduction du taux de récidive de 2,12 à 1,42 conducteur ayant conduit sous le coup d’une suspension par 100 conducteurs ayant reçu une première suspension administrative de 90 jours du permis de conduire.

Pour le résultat 2, le ratio de récidivistes, 𝑅𝑟𝑟𝑎𝑖𝑑, nous avons constaté une diminution significative sur le plan statistique de 29 % (intervalle de confiance de type Wald de 95 % : [4,6 %, 47 %]) (voir le deuxième graphique de la figure 20), ce qui correspond à une diminution de 0,98 à 0,71 conducteur par 100 conducteurs qui n’avaient pas encore (ou n’ont jamais) été déclarés coupables pour la première infraction.

105

0

0.01

0.02

0.03

0.04


Rat

io d

e co

nduc

teur

s ay

ant c

ondu

it so

us le

cou

p d'

une

susp

ensi

on,

R DWS


0

0.005

0.01

0.015


Rat

io d

e ré

cidi

vist

es, R

reci

d


Figure 20. Occurrence relative des conducteurs ayant conduit sous le coup d’une suspension et obtenu une nouvelle suspension pendant la période de suivi avant et après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire

Premier graphique de la figure : Les points noirs représentent le ratio de conducteurs ayant conduit sous le coup d’une suspension, 𝑅𝐷𝐷𝐷, obtenu en somme en divisant les valeurs des points noirs du

106

premier graphique de la figure 20 par les valeurs des points gris. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours, tandis que la courbe noire représente le modèle ajusté. Deuxième graphique de la figure : Les mêmes conventions s’appliquent, à la différence qu’il s’agit du ratio de récidivistes.

Exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro Comme il a été expliqué précédemment, les résultats liés aux collisions n’ont pas permis de recueillir de données probantes attestant l’efficacité des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro. Cela dit, il semble en être tout autre pour les résultats liés aux infractions. En premier lieu, nous avons procédé à une analyse des séries chronologiques interrompues sur le nombre de suspensions administratives de 90 jours du permis de conduire données aux conducteurs âgés de moins de 22 ans par rapport au nombre de suspensions administratives de 90 jours données à une cohorte de conducteurs plus âgés. Il s’est avéré qu’un modèle ARMMI(0,1,1)(1,0,0) assorti de toutes les covariables d’intervention relatives aux contremesures de la deuxième vague convenait pour cette série chronologique avec une valeur R au carré de 0,414 et une statistique Q de Ljung-Box négligeable. Seule la covariable d’intervention relative au taux d’alcoolémie de zéro a généré une diminution significative sur le plan statistique (~21 %, p = 0,012) du nombre relatif de suspensions données à la cohorte des conducteurs plus jeunes. En deuxième lieu, nous avons comparé la proportion de suspensions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement données aux conducteurs de moins de 22 ans dans l’année précédant et suivant l’entrée en vigueur des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro. Le nombre de telles suspensions données à l’ensemble des conducteurs s’élevait à 15 778 dans l’année précédant l’entrée en vigueur de la contremesure et à 14 175 dans l’année qui l’a suivie. Nous avons observé une diminution importante de la proportion correspondante de ce même type de suspension donné aux jeunes conducteurs après l’entrée en vigueur de la contremesure de 10 % dans l’année précédant son entrée en vigueur à 8,3 % dans l’année qui a suivi (𝜒2(1) = 27.5,𝑝 < 10−6). Cela correspond à une diminution de 18 % de la proportion de suspensions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement données aux jeunes conducteurs comparativement aux résultats que nous aurions dû voir d’après le taux qui prévalait avant l’entrée en vigueur du taux d’alcoolémie de zéro. La conversion de ce changement dans la proportion en un changement dans le ratio (afin de pouvoir le comparer plus directement avec la suspension de 90 jours) donne lieu à une réduction d’environ 19 %. Il faut donc en déduire qu’un nombre moindre de suspensions

107

administratives de 90 jours et de sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement a été donné aux jeunes conducteurs (comparativement aux autres conducteurs) après l’entrée en vigueur du taux d’alcoolémie de zéro.

Au regard de l’effet de dissuasion spécifique, nous avons également examiné l’incidence du taux d’alcoolémie de zéro sur le taux de récidive sur deux ans chez les délinquants qui avaient déjà une infraction à leur actif. Sur les conducteurs qui en étaient à leur première ou à leur seule accusation en vertu des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro au moment de la décision (N = 2 553), la majorité (80 %) a été déclarée coupable et s’est donc vu infliger les sanctions prévues relativement au taux d’alcoolémie de zéro. Ce groupe, qui a subi les sanctions en tant que telles, a récidivé dans une proportion de 2,8 % pendant la période de deux ans ayant suivi la décision relative aux accusations, c’est-à-dire dans une proportion de 48 % plus faible (p < 0,01) que ceux n’ayant reçu aucune sanction après déclaration de culpabilité, lesquels ont récidivé dans une proportion de 5,1 % pendant cette même période de deux ans. Pour les conducteurs âgés de moins de 22 ans (N = 1 535), la majorité (89 %) a été déclarée coupable et a fait l’objet des sanctions prévues relativement au taux d’alcoolémie de zéro. Ce groupe, qui s’est vu infliger les sanctions en tant que telles, a récidivé dans une proportion de 2,5 % pendant la période de deux ans ayant suivi la décision relative aux accusations, c’est-à-dire dans une proportion de 74 % plus faible (p < 0.0001) que ceux n’ayant subi aucune sanction après déclaration de culpabilité, lesquels ont récidivé dans une proportion de 9,6 % pendant cette même période de deux ans.

Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool Nous avons tout d’abord analysé les tendances préexistantes relatives à la récidive en matière de conduite en état d’ivresse avant l’entrée en vigueur du programme Bonne conduite. La figure 21 illustre une série chronologique des proportions de récidive calculées d’après les infractions à l’article 253 ou 254 du CCC (accusations donnant lieu à une déclaration de culpabilité) qui surviennent pendant une période de suivi de trois ans commençant à la date à laquelle prend fin l’interdiction de conduire infligée au conducteur en vertu du CCC. Par souci d’exhaustivité, nous montrons les données jusqu’à la fin de 2001, mais les points qui se situent après l’entrée en vigueur du programme Bonne conduite regroupent les délinquants qui ont suivi le programme alors

108

qu’il ne comportait qu’un volet éducatif et ceux qui ont suivi le programme à plusieurs volets. Il semble y avoir une diminution soudaine de la proportion de récidivistes après l’entrée en vigueur du programme Bonne conduite, mais il a été impossible de procéder à une analyse en bonne et due forme des séries chronologiques interrompues en raison des données de nature variée recueillies après l’entrée en vigueur du programme. Cela dit, une régression de Poisson réalisée pour la période précédant l’entrée en vigueur du programme Bonne conduite ne fait état d’aucune tendance pendant les quatre années précédant l’entrée en vigueur du programme (eβ = 1,000; intervalle de confiance de 95 % : [0,997,1,003]). Aux fins de cette régression, nous avons exclu les données se rapportant aux deux mois précédant immédiatement l’entrée en vigueur du programme compte tenu de la probabilité d’obtenir une donnée aberrante en juillet 1998. Ces résultats portent à croire que tout écart dans les taux de récidive obtenus au moyen de comparaisons entre la période précédant et la période suivant l’entrée en vigueur du programme n’est pas le fruit de tendances contextuelles préexistantes.

0.0 %

2.0 %

4.0 %

6.0 %

8.0 %

10.0 %

Dec 1994 Dec 1996 Dec 1998 Dec 2000

Pro

porti

on d

e ré

cidi

ve s

ur tr

ois

ans

Date de l'infraction à l'art. 253/254 du CCC

Figure 21. Proportion de récidive sur une période de trois ans chez les conducteurs reconnus coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC sur une période de sept ans. La première ligne pointillée correspond à la date d’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, tandis que la deuxième ligne pointillée correspond à la date d’entrée en vigueur du programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif.

109

Si l’on examine les groupes visés par notre étude, sur l’échantillon complet de conducteurs pris en considération au regard du programme Bonne conduite (aucune participation au programme N = 19 163, programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif N = 15 362, programme Bonne conduite à plusieurs volets N = 15 769), environ la moitié des participants – 63 % pour le programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et 50 % pour le programme Bonne conduite à plusieurs volets – ont terminé le programme en moins de 24 mois après la date à laquelle leur interdiction de conduire en vertu du CCC a pris effet. La figure 22 illustre la répartition des périodes de temps nécessaires aux participants du programme pour le terminer. Il semble avoir fallu plus de temps pour terminer le programme comportant plusieurs volets que le programme ne comportant que le volet éducatif, sans doute en raison des exigences additionnelles à satisfaire dans le cadre du programme à plusieurs volets.

0

10

20

30

40

50

60

<12m 12-24m >24m

Pro

porti

on d

es p

artic

ipan

ts te

rmin

ant l

e pr

ogra

mm

e B

onne

con

duite

(en

%)

Période écoulée après la date de prise d'effet de la suspension du permis

Programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif

Programme Bonne conduite à plusieurs volets

Figure 22. Répartitions des périodes de temps nécessaires aux délinquants ayant conduit en état d’ivresse pour terminer le programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et le programme Bonne conduite à plusieurs volets. Il faut plus de temps pour terminer le programme Bonne conduite à plusieurs volets, sans doute parce que celui-ci comprend une entrevue de suivi qui a lieu six mois après la fin du volet axé sur l’éducation et le traitement.

Notre première série d’analyses portait sur l’incidence du « programme Bonne conduite dans son ensemble » sur le taux de récidive. Aux fins de cette analyse, nous avons

110

appliqué une période de suivi de la récidive de trois ans qui débutait le jour où prenait fin l’interdiction de conduire du conducteur en vertu du CCC, indépendamment si leur permis de conduire avait été rétabli ou non à cette date. Il convient de garder à l’esprit qu’une récidive, dans le cadre de cette analyse, désigne une accusation ayant donné lieu à une déclaration de culpabilité. Le taux de récidive cumulatif sur trois ans était beaucoup plus faible chez les participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif que chez les conducteurs n’ayant pas pris part au programme (6,7 % comparativement à 8,5 %, χ2(1) = 39,02, p < 10-6), et chez les participants au programme Bonne conduite à plusieurs volets que chez les participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (5,5 % comparativement à 6,7 %, χ2(1) = 19,00, p < 10-4), ce qui laisse supposer une efficacité générale du programme.

La deuxième série d’analyses portait sur l’incidence des « volets » du programme Bonne conduite, c’est-à-dire uniquement les volets axés sur l’évaluation, l’éducation, le traitement et le suivi, sur le taux de récidive après le rétablissement du permis de conduire des conducteurs ayant terminé le programme. Plus précisément, nous avons procédé à une comparaison des taux de récidive sur trois ans entre les trois groupes de participants au programme, en procédant par étapes, à la façon décrite précédemment. Ces comparaisons ont été faites séparément pour les participants ayant terminé le programme dans les délais (satisfaire aux exigences du programme en tout au plus 12 mois après la date d’entrée en vigueur de l’interdiction de conduire de sorte que le rétablissement du permis de conduire coïncide avec l’échéance de l’interdiction de conduire en vertu du CCC) et pour les participants ayant eu besoin d’une période plus longue pour terminer le programme (entre 12 et 24 mois après la date de prise d’effet de l’interdiction). Le taux de récidive tant des participants ayant terminé le programme dans les délais que des participants ayant mis plus de temps pour le terminer dans le groupe des participants ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif était beaucoup plus faible que celui du groupe n’ayant pas suivi le programme. De même, le taux de récidive tant des participants ayant terminé le programme dans les délais que des participants ayant mis plus de temps pour le terminer dans le groupe des participants ayant pris part au programme Bonne conduite à plusieurs volets était beaucoup plus faible que celui des sous-groupes correspondants ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (voir le tableau 3). De plus, dans les groupes ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et le programme à

111

plusieurs volets, les participants ayant terminé le programme dans les délais affichaient un taux de récidive de beaucoup inférieur à celui des participants ayant mis plus de temps pour le terminer (toutes les comparaisons : test du chi carré de Pearson, p < 0,05 après corrélation de Bonferroni pour six d’entre elles).

Tableau 3. Comparaisons des données relatives aux taux de récidive des conducteurs ayant terminé le programme Bonne conduite

Groupes comparés N total

par groupe

N de récidivistes (% du total)

Écart dans les proportions

Aucune participation au programme 19 163 1 625 (8,5)

Programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (dans les délais)

4 410 238 (5,4) ***

Aucune participation au programme 19 163 1 625 (8,5)

Programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (sur une période plus longue)

5 200 372 (7,2) **

Programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (dans les délais)

4 410 238 (5,4)

Programme Bonne conduite à plusieurs volets (dans les délais) 2 738 106 (3,9) **


5 200 372 (7,2)

Programme Bonne conduite à plusieurs volets (sur une période plus longue)

5 132 300 (5,8) **

Test X2 : * p < 0,05, ** p < 0,01, ***p < 0,001, n – négligeable

Il se peut que les différences démographiques entre les participants ayant terminé le programme dans les délais et ceux l’ayant terminé sur une période plus longue expliquent, en totalité ou en partie, les écarts constatés dans les taux de récidive entre ces groupes. Autrement dit, il est possible que le taux de récidive plus faible chez les participants ayant terminé le programme dans les délais soit imputable à des caractéristiques inhérentes plutôt qu’à une plus grande efficacité du programme Bonne conduite à réduire le taux de récidive lorsqu’il est terminé sur une période plus courte. En moyenne, les participants ayant terminé le programme dans les délais étaient plus

112

âgés que ceux l’ayant terminé sur une période plus longue et avaient reçu leur déclaration de culpabilité plus tôt. De plus, les participants ayant terminé le programme dans les délais étaient plus nombreux à posséder un permis commercial, tant dans le groupe ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif que dans le groupe ayant pris part au programme Bonne conduite à plusieurs volets. Après appariement du coefficient de propension, les écarts entre les taux de récidive des participants ayant terminé le programme dans les délais et des participants l’ayant terminé sur une période plus longue s’estompent dans la comparaison des participants ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et des participants ayant pris part au programme Bonne conduite à plusieurs volets (voir le tableau 4).

Tableau 4. Comparaisons des données appariées sur les taux de récidive pour les participants ayant terminé le programme Bonne conduite

Groupes comparés N total par groupe



Avant appariement Programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (dans les délais)

4 410 238 (5,4)


5 200 372 (7,2) ***

Programme Bonne conduite à plusieurs volets (dans les délais) 2 738 106 (3,9)


5 132 300 (5,8) ***

Après appariement Programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (dans les délais)

4 410 225 (5,7)


5 200 198 (5,0) n

Programme Bonne conduite à plusieurs volets (dans les délais) 2 738 104 (4,0)


5 132 125 (4,8) n

113

Groupes comparés N total par groupe



Test X2 : * p < 0,05, ** p < 0,01, ***p < 0,001, n – négligeable

Afin d’examiner tout lien différentiel possible entre le programme Bonne conduite et la récidive en fonction de l’âge, nous avons procédé à deux comparaisons stratifiées selon l’âge des taux de récidive entre les groupes des participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et des conducteurs n’ayant pas pris part au programme. Tout d’abord, nous avons comparé les participants ayant terminé le programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif dans les délais aux conducteurs n’ayant pas pris part au programme, la période de suivi débutant pour chaque conducteur à la date de rétablissement du permis ou d’échéance de l’interdiction de conduire en vertu du CCC (premier graphique de la figure 23). Ensuite, nous avons comparé tous les conducteurs du groupe des participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif, indépendamment de la période dont ils ont eu besoin pour le terminer, aux conducteurs n’ayant pas pris part au programme, la période de suivi de trois ans débutant pour chaque conducteur à la date d’échéance de l’interdiction de conduire en vertu du CCC (deuxième graphique de la figure 23). Nos résultats révèlent que chez les participants ayant terminé le programme dans les délais, les conducteurs plus jeunes du groupe des participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif étaient moins susceptibles de récidiver que les conducteurs plus jeunes du groupe n’ayant pas participé au programme. Toutefois, cet écart disparaît chez les conducteurs plus âgés. Une tendance similaire est observée pour les conducteurs ayant participé au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif comparativement aux conducteurs n’ayant pas pris part au programme, peu importe qu’ils aient terminé ou non le volet d’éducation et de traitement.

114

0

2

4

6

8

10

12

< 31 31-45 >45

Pro

porti

on d

e ré

cidi

vist

es (e

n %

)

Tranche d'âge

*** *** Participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (terminé dans les délais)

Participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (tous les participants)

0

2

4

6

8

10

12

< 31 31-45 >45

Pro

porti

on d

e ré

cidi

vist

es (e

n %

)

Tranche d'âge

*** *** Participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (terminé dans les délais)

Participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif (tous les participants)

Figure 23. Analyse selon l’âge pour comparer les proportions de récidivistes sur une période de trois ans entre les participants au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif et les conducteurs n’ayant pas pris part au programme

115

Premier graphique de la figure : La comparaison n’englobe que les conducteurs ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif qui ont terminé la formation sur le traitement avant l’échéance de leur interdiction de conduire en vertu du CCC. La période de récidive de trois ans débute à la date d’échéance de l’interdiction de conduire en vertu du CCC de chaque conducteur. Deuxième graphique de la figure : La comparaison englobe tous les conducteurs ayant pris part au programme Bonne conduite ne comportant que le volet éducatif, peu importe s’ils l’ont terminé ou non. La période de récidive de trois ans débute elle aussi à la date d’échéance de l’interdiction de conduire en vertu du CCC de chaque conducteur (***p < 0,001).

Programme d’utilisation d’antidémarreurs Sur l’ensemble des conducteurs (analyses pendant la condition d’utilisation d’un antidémarreur : N = 26 851, analyses après la condition d’utilisation d’un antidémarreur : N = 25 226), la grande majorité (analyses pendant la condition d’utilisation d’un antidémarreur : 73 %, analyses après la condition d’utilisation d’un antidémarreur : 78 %) n’ont jamais fait installer un système d’antidémarrage même s’il s’agissait d’une condition de leur permis. Avant appariement, le groupe n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur était plus jeune, comportait moins d’hommes et avait une proportion plus élevée de conducteurs ayant commis une « infraction de débutant » et moins élevée de conducteurs ayant commis des « infractions au code de la route » (voir l’annexe 1). Ces différences sont présentées au tableau 5. Il se peut que les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur avaient plus besoin de conduire que ceux n’en ayant jamais fait installer, un facteur qui entre sans doute en ligne de compte dans le nombre plus élevé d’infractions au Code de la route antérieures de ce groupe. L’appariement a éliminé tous les écarts importants entre les groupes formés aux fins de la comparaison du taux de récidive pendant l’installation de l’antidémarreur; malheureusement, lorsque nous avons formé des groupes pour comparer le taux de récidive après l’échéance de la condition d’utilisation d’un antidémarreur, il nous a été impossible de supprimer les écarts résiduels entre les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur et ceux n’en ayant jamais fait installer au regard de l’âge et de la proportion de conducteurs ayant commis une infraction antérieure pour « violation d’une condition ». Cela étant, en ce qui a trait aux comparaisons après l’échéance de la condition d’utilisation d’un antidémarreur, ces variables ont été retenues dans la régression de Cox/régression logistique à titre de facteurs d’ajustement.

116

Tableau 5. Comparaisons des données démographiques pour les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur et les conducteurs n’en ayant jamais fait installer

Caractéristiques

Conducteurs ayant fait

installer un antidémarreur

Conducteurs n’ayant jamais

fait installer d’antidémarreur

Âge 37,2 ans 36,8 ans* Sexe masculin 88 % 83 %*** Infraction antérieure (%) (%)

Violation d’une condition 5,0 5,4

Infraction de débutant 0,7 1,0** Infraction relative à la

conduite 2,8 3,4

Infraction au Code de la route 55 49***

Désobéissance à des signaux, etc. 13 13

Activité criminelle 1,4 1,8 Test t-test/X2 : * p < 0,05, ** p < 0,01, ***p < 0,001

La comparaison des taux de récidive chez les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur pendant la période d’installation et chez les conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur pendant la période visée par la condition a révélé que ces derniers récidivaient à un taux 2,42 fois plus élevé (intervalle de confiance de type Wald 95 % : [1,29, 4,50]) que les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur (voir la figure 24). Après appariement, ce taux plus élevé demeurait relativement inchangé, à 2,49 fois plus élevé (intervalle de confiance de 95 % : [1,11, 5,45]). Les récidives pendant l’installation d’un antidémarreur ont été évaluées à 1,74 par 1 000 années d’installation avant appariement et à 1,35 par 1 000 années d’installation après appariement. Pour les conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur, les récidives ont été évaluées à 4,21 par 1 000 années de condition avant appariement et à 3,31 par 1 000 années de condition après appariement.

117

0

2

4

6

Évé

nem

ents

par

1 0

00 a

ns * *

Utilisation d’un Antidémarreur Antidémarreur antidémarreur jamais installé désinstallé

Avant appariement Après appariement

Figure 24. Taux de récidive entre le groupe des conducteurs ayant fait installer un antidémarreur et le groupe des conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur pendant la période de la condition d’utilisation d’un antidémarreur

Lorsque l’on examine le nombre de collisions survenues pendant la période d’installation d’un antidémarreur par comparaison au nombre de collisions survenues pendant la période de la condition d’utilisation d’un antidémarreur chez les conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur, nous constatons que le premier groupe a 3,60 fois plus de collisions (intervalle de confiance de 95 % : [3,10, 4,23]) que le deuxième groupe. Plus précisément, les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur ont dû, en vertu du Code de la route, déclarer des collisions à un taux de 47 par 1 000 années d’installation, tandis que les conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur ont eu des collisions à un taux de 13 par 1 000 années de condition. Ces données donnent à entendre que les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur sont associés à un niveau moindre de récidive de conduite en état d’ivresse malgré le fait qu’ils conduisent davantage. En guise de comparaison, le taux de collision dans la population en général est de 44 par 1 000 années-personnes (Rapport annuel sur la sécurité routière en Ontario 2006; 2010).

118

Notre première tentative pour analyser le taux de récidive après la condition d’utilisation d’un antidémarreur consistait notamment à procéder à une analyse de survie reposant sur une régression de Cox afin de comparer les distributions de survie entre les conducteurs n’ayant jamais fait installer d’antidémarreur pendant la période de leur condition et les conducteurs en ayant fait installer un pendant au moins 300 jours (soit approximativement 80 % de la période de leur condition). Après appariement, la méthode de Cox (1972) permettant de détecter les violations de proportionnalité a révélé une absence de proportionnalité entre les fonctions de probabilité pour les deux groupes visés par l’analyse. Cela étant, nous avons adopté une approche de régression logistique afin d’évaluer le taux de récidive de chaque conducteur sur une période de suivi de trois ans débutant à l’échéance de la condition d’utilisation d’un antidémarreur. Cette régression réalisée sur les groupes témoins appariés (les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur par rapport aux conducteurs n’en ayant jamais fait installer) à l’aide de variables relatives à l’âge, au sexe et aux antécédents criminels agissant à titre de covariables afin de tenir compte de tout écart entre les groupes n’ayant pas été éliminé par l’appariement n’a révélé aucune différence notable dans les résultats liés au taux de récidive. Approximativement 6,8 % des conducteurs ayant fait installer un antidémarreur et des conducteurs n’en ayant jamais fait installer ont récidivé au cours des trois années ayant suivi l’échéance de la condition.

Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs Le nombre de personnes qui se voient imposer une condition d’utilisation d’un antidémarreur a connu une hausse marquée, mais brève, pendant la période ayant immédiatement suivi l’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite (voir la figure 25), ce qui donne à penser que certains délinquants pourraient avoir fait retarder les procédures relatives à leurs accusations criminelles afin de pouvoir participer au programme. Ainsi, entre la date d’entrée en vigueur du programme et le 25 novembre 2014, 6 794 conducteurs avaient terminé le volet A et vu leur permis être rétabli. Pour le volet B, ce nombre était de 3 528, tandis que pour le volet C, seulement 609 conducteurs avaient fait installer un antidémarreur durant une période de neuf mois à un an dans le cadre de leur condition d’utilisation d’un antidémarreur pendant une période d’un an et avaient vu leur permis de conduire être rétabli. Aux fins de comparaison, on comptait 2 651 conducteurs admissibles au Programme d’examen de

119

la conduite qui n’ont pas pris part au programme pendant cette période (volet C par défaut), mais qui ont par la suite vu leur permis de conduire être rétabli.

0

500

1000

1500

2000

2500

Jul 2005 Jul 2007 Jul 2009 Jul 2011

Nbr

e de

dél

inqu

ants

qui

reço

iven

t une

co

nditi

on d

'util

isat

ion

d'un

ant

idém

arre

ur

(bim

ensu

el)

Date de la déclaration de culpabilité

Figure 25. Nombre bimensuel de déclarations de culpabilité ayant donné lieu à une condition d’utilisation d’un antidémarreur assortie au permis de conduire du conducteur. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite

La proportion de conducteurs qui se voient infliger une condition d’utilisation d’un antidémarreur pour une première infraction à l’article 253 ou 254 du CCC et qui font ensuite installer l’appareil est illustrée à la figure 26. Fait digne de mention, peu de conducteurs faisaient installer un antidémarreur avant le 1er janvier 2005 d’après les données obtenues des fournisseurs de services. Pour les conducteurs ayant été déclarés coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC après cette date et ayant ensuite reçu une condition d’utilisation d’un antidémarreur, la proportion d’installation avoisine 40 %. Toutefois, la proportion d’installation chute pour les conducteurs ayant été déclarés coupables en 2007, sans doute parce que ceux-ci ont reçu leur condition d’utilisation d’un antidémarreur tout juste un an plus tard, au plus fort de la récession économique de 2008. La proportion d’installation se redresse ensuite pour atteindre un plateau supérieur à 40 %, avant de bondir dans la foulée de l’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite. Plus précisément, la modélisation

120

de la phase de redressement, réalisée à l’aide du modèle non linéaire décrit à la section Méthodes, révèle une hausse de 54 % (intervalle de confiance de 95 % : [47 %, 61 %]) de la proportion d’installation, passant d’environ 45 % à environ 70 %.

0%

20%

40%

60%

80%

100%

Jul 2005 Jul 2007 Jul 2009 Jul 2011

Pro

porti

on d

'inst

alla

tion

Date de la déclaration de culpabilité Figure 26. Installation d’un antidémarreur avant et après l’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions

Les points noirs représentent la proportion bimensuelle de conducteurs ayant été déclarés coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC et qui se sont ensuite vu infliger une condition d’utilisation d’un antidémarreur et ont fait installer un appareil moins de six mois après l’entrée en vigueur de la condition. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite. Les deux points de données creux situés à proximité de la ligne correspondant à l’entrée en vigueur du programme n’ont pas été utilisés pour l’ajustement du modèle parce que, comme nous pouvons le voir à la figure 25, ils désignent un nombre inhabituellement élevé de conditions d’utilisation d’un antidémarreur et semblent être des données aberrantes. La courbe noire représente le modèle d’ajustement.

La période de temps moyenne qui s’écoule entre le moment où l’infraction à l’article 253 ou 254 du CCC est commise et le moment où les accusations donnent lieu à une déclaration de culpabilité (pour les conducteurs reconnus coupables) est illustrée à la figure 27. La régression linéaire, qui tient compte des facteurs saisonniers, révèle un raccourcissement important de la période de temps qui s’écoule entre les deux à

121

146 jours (intervalle de confiance de 95 % : [129, 164]) dans la foulée de l’entrée en vigueur du programme. Cette diminution du nombre de jours fait suite à une diminution de la moyenne sur un an de 287 jours avant l’entrée en vigueur du programme à une moyenne de 158 jours après son entrée en vigueur10.

100

150

200

250

300

350

Jul 2007 Jul 2008 Jul 2009 Jul 2010 Jul 2011 Jul 2012

Pér

iode

éco

ulée

ent

re l'

infra

ctio

n et

la

décl

arat

ion

de c

ulpa

bilit

é (e

n jo

urs)

Date de la déclaration de culpabilité

Figure 27. Période écoulée entre le moment de l’infraction et le moment de la déclaration de culpabilité avant et après l’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions

Les points noirs représentent la période moyenne, calculée sur deux mois, écoulée entre le moment de l’infraction et le moment de la déclaration de culpabilité pour les infractions à l’article 253 et 254 du CCC. La ligne pointillée verticale correspond à la date d’entrée en vigueur du Programme d’examen de la conduite, tandis que la courbe noire représente le modèle ajusté.

10 Le modèle ajusté indique une diminution « instantanée » de 146 jours dans la foulée de l’entrée en vigueur du programme; toutefois, la moyenne annuelle avant et après l’entrée en vigueur du programme, qui est plus sensible à la présence de tendances temporelles contextuelles, indique une diminution de 287-158 = 129 jours.

Sur les conducteurs du volet A (ou B) dont le permis de conduire est aujourd’hui rétabli et qui ont été sélectionnés parce qu’une période de temps suffisante s’est écoulée pour qu’ils reçoivent et terminent jusqu’à deux prolongations de l’utilisation de l’antidémarreur en raison d’un manquement aux exigences du programme, 11 % (8,2 % pour les

122

conducteurs du volet B) ont reçu une prolongation, tandis que 2,3 % (2,4 % pour les conducteurs du volet B) ont reçu deux prolongations. Dans le but d’analyser l’efficacité des prolongations de l’utilisation de l’antidémarreur en raison d’un manquement aux exigences du programme imposées aux conducteurs des volets A et B, nous avons comparé leur temps de survie jusqu’à la prochaine récidive avec celle des conducteurs du volet C qui n’ont pas pris part au programme. Après appariement des conducteurs du volet C avec ceux du volet A (ou B) au regard des antécédents criminels, de l’âge, du sexe et des caractéristiques démographiques du voisinage (voir l’annexe 2), les résultats obtenus au chapitre de la récidive pour le volet C étaient trop peu nombreux pour donner lieu à une comparaison valable. En fait, les conducteurs du volet C n’ayant pas pris part au programme (mais qui y étaient admissibles) ont généré seulement 56 résultats sous forme de sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement ou d’une suspension administrative de 90 jours du permis de conduire avant (ou après) appariement. Il faut donc laisser s’écouler plus de temps avant que les répercussions à long terme du Programme d’examen de la conduite puissent être évaluées.

123

DISCUSSION SURVOL Dans cette section, nous résumerons les principales constatations pour chaque contremesure visant à lutter contre la conduite en état d’ivresse et discuterons de la place qu’occupe cette étude par rapport à la documentation existante. Nous nous pencherons également sur le rôle joué par les contremesures dans leur ensemble dans les efforts déployés par le gouvernement de l’Ontario pour dissuader les gens de conduire avec les facultés affaiblies et sur les répercussions des politiques mises en œuvre en ce sens.

La véritable force de cette étude est la manière dont elle évalue simultanément toutes les contremesures actuellement en vigueur pour lutter contre la conduite en état d’ivresse sur les routes de l’Ontario. Afin d’évaluer en bonne et due forme chacune des mesures, un éventail de méthodologies a été employé, chacune d’elle conçue dans le but d’isoler les répercussions d’une contremesure en particulier de celles de mesures concomitantes ou de programmes se chevauchant. Ces analyses mises ensemble fournissent une évaluation exhaustive des forces et des faiblesses de chaque mesure. Si de nombreuses études ont été jusqu’à maintenant réalisées partout dans le monde sur des mesures précises visant à contrer la conduite en état d’ivresse, cette évaluation de plusieurs programmes en vigueur sur un seul et même territoire est la première du genre et peut fournir un cadre contextuel complet aux fins d’études futures.

Suspension administrative de 90 jours du permis de conduire La suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, instaurée par le gouvernement de l’Ontario en novembre 1996 pour une alcoolémie égale ou supérieure à 80 milligrammes d’alcool par 100 millilitres de sang (0,08 %) ou un refus de fournir un échantillon d’haleine, se veut une contremesure immédiate et ferme visant un groupe de conducteurs qui, avant son entrée en vigueur, n’auraient été soumis à aucune sanction jusqu’à la résolution des accusations rattachées à l’infraction, en admettant qu’elles donnent lieu à une déclaration de culpabilité. Notre évaluation de cette contremesure a tout d’abord porté sur son incidence sur les collisions causées par l’alcool dans la population en général (c.-à-d. que nous avons examiné son potentiel de dissuasion général). Deux techniques ont été employées : une approche axée sur des séries chronologiques interrompues et une approche axée sur les prévisions. Les

124

deux méthodes ont mis en lumière une diminution du nombre de décès et de blessures graves lors de collisions causées par l’alcool par comparaison au nombre correspondant de décès et de blessures graves lors d’autres types de collision au moment de l’entrée en vigueur de la suspension. Cette mesure relative est importante parce qu’elle tient compte de nombreux autres facteurs qui auraient pu causer un changement dans les résultats liés aux collisions en général au moment de l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire. Compte tenu des correspondances entre les deux approches de modélisation des séries chronologiques, nous sommes persuadés que la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire réduit les incidences de blessures graves et de décès.

Le modèle de prévision prédisait que sans la suspension administrative, il y aurait eu 90,4 blessures graves et décès lors de collisions causées par l’alcool par mois. Après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours, le nombre réel de blessures graves et de décès était 21 % plus bas, à 71,6 par mois. Une estimation cumulative pour la période comprise entre novembre 1996 et novembre 2015 autorise donc à penser que 4 297 blessures graves, y compris des décès, auraient pu être évitées si la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire avait été mise en place avant. Certes, beaucoup d’autres facteurs ont changé depuis 1996; cela signifie donc que cette estimation sur une période aussi longue n’est exacte que dans la mesure où la suspension administrative de 90 jours aurait conservé la même efficacité sur la période visée par les prévisions que celle observée pendant les cinq années ayant suivi son entrée en vigueur.

Il est possible que certains facteurs externes n’ayant pas été pris en considération soient à l’origine des incidences que nous attribuons à la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire. Puisque nous avons utilisé une mesure relative (des résultats liés à la conduite en état d’ivresse par comparaison à des résultats équivalents non imputables à la conduite en état d’ivresse) dans notre analyse des séries chronologiques, il aurait fallu que ces facteurs externes aient influencé les collisions causées par l’alcool d’une manière différente que les collisions en général, et qu’ils coïncident avec l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire. Nous n’avons relevé que trois facteurs possibles : les campagnes d’éducation et de sensibilisation publiques sur la conduite avec les facultés affaiblies, les modifications au degré d’application des politiques sur la conduite avec les facultés affaiblies en général, et les changements de comportement relatifs à la consommation d’alcool.

125

Compte tenu du temps qui s’est écoulé depuis l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, il a été difficile de trouver des renseignements dignes de confiance sur les campagnes médiatiques et les campagnes d’application des politiques en matière de conduite en état d’ivresse. Par contre, nous avons utilisé des données sur la consommation d’alcool, dans la mesure où le volume des ventes d’alcool par habitant de la Régie des alcools de l’Ontario (LCBO) peut être utilisé pour déterminer la consommation d’alcool par habitant, comme données dans nos modèles des séries chronologiques. L’ajout de cette donnée n’a eu aucune incidence sur les résultats observés. Toutefois, il convient de noter que les ventes d’alcool en Ontario ne se font pas toutes par l’entremise de la LCBO; nous pensons ici à la chaîne The Beer Store, un détaillant présent dans toute la province dont les activités sont centrées exclusivement sur la vente de bière.

Les conclusions présentées dans ce rapport non seulement reviennent sur les études de l’efficacité de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire uniquement axées sur les taux de décès réalisées par Asbridge et coll. (2009), qui faisait état d’une diminution de 14 % par rapport à deux provinces témoins (le Manitoba et le Nouveau-Brunswick) et par Mann et coll. (2002), qui faisait état d’une diminution de 17 % du nombre de décès lorsqu’une intervention était réalisée plus rapidement, mais poussent également l’analyse plus loin. Nous soutenons que l’ajout des blessures graves à cette analyse permet de brosser un portrait beaucoup plus complet de l’incidence totale des collisions causées par l’alcool et rend l’analyse statistique beaucoup plus fiable.

Dans une deuxième évaluation, l’incidence de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire sur le taux de récidive de la conduite en état d’ivresse a été examinée, également au moyen de séries chronologiques interrompues. L’analyse portait essentiellement sur les conducteurs qui avaient commis une nouvelle infraction moins de 90 jours après la première et qui n’avaient pas encore reçu un verdict de culpabilité. Nous avons donc examiné les conducteurs qui avaient commis une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC entre 1991 et 2001 afin de déterminer si leur propension à accumuler des accusations subséquentes en vertu du même article (qui ont mené à une déclaration de culpabilité) – avant de recevoir le verdict de culpabilité relatif à leur première infraction – avait changé après l’entrée en vigueur de la suspension administrative de 90 jours. Nous avons constaté que la récidive en matière

126

de conduite en état d’ivresse survenant moins de 90 jours après une première infraction à l’article 253 ou 254 du CCC avait chuté de 66 % après l’entrée en vigueur de la mesure, passant de 2,45 conducteurs récidivistes par 100 conducteurs délinquants à 0,82. Il s’agit là fort probablement d’une conséquence directe de la suspension, puisqu’avant son entrée en vigueur, ces conducteurs ne recevaient qu’une suspension de 12 heures. Malheureusement, cela signifie également que certains conducteurs continuent de conduire même s’ils sont sous le coup d’une suspension de 90 jours.

Notre analyse n’a pas permis de faire ressortir d’effets durables de la suspension administrative de 90 jours sur le taux de récidive à l’échéance de la suspension en tant que telle, mais avant le verdict de culpabilité relatif aux accusations criminelles. Il se peut que ce soit parce que la suspension administrative de 90 jours n’a aucune incidence à cet égard. Il est tout aussi probable toutefois que l’absence d’effets durables soit imputable à la faible valeur statistique liée à la période de temps relativement courte qui sépare l’échéance de la suspension administrative de 90 jours et le verdict de culpabilité découlant de l’infraction à l’article 253 ou 254 du CCC pour la plupart des conducteurs.

En somme, la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire est de toute évidence une contremesure efficace qui protège les conducteurs de l’Ontario.

127

Sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement Les sanctions de l’Ontario pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement, qui sont entrées en vigueur à l’échelle de la province en mai 2009, se veulent une contremesure immédiate et ferme (p. ex. suspensions de permis) visant un groupe de conducteurs qui passaient auparavant sous le radar avec des taux d’alcoolémie égaux ou supérieurs à 0,05 %, mais inférieurs au seuil prescrit par la loi. À l’instar de la suspension administrative de 90 jours, l’étude des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement visait tout d’abord à déterminer leur effet de dissuasion au regard de la conduite en état d’ivresse dans la population en général. L’analyse des données relatives aux collisions à l’aide de séries chronologiques interrompues nous a permis d’obtenir des données probantes portant à croire que le nombre de conducteurs en état d’ébriété impliqués dans des collisions ainsi que le nombre de blessures et de décès imputables aux collisions causées par l’alcool avaient diminué de façon significative après l’entrée en vigueur de la mesure comparativement aux mesures équivalentes visant à prévenir les collisions non causées par l’alcool.

Nos modèles de séries chronologiques semblent indiquer que le nombre de conducteurs avec les facultés affaiblies impliqués dans des collisions a chuté abruptement de 15 % après l’entrée en vigueur des sanctions, une proportion qui se traduit par une baisse de 27,3 conducteurs avec les facultés affaiblies impliqués dans des collisions par mois après l’entrée en vigueur de cette mesure, pour un total de 1 966 conducteurs avec les facultés affaiblies de moins impliqués dans des collisions entre mai 2009 et mai 2015. Suivant une tendance similaire, le nombre de blessures et de décès imputables aux collisions causées par l’alcool est 17 % inférieur à ce qu’il aurait probablement été d’après des tendances contextuelles préexistantes et les changements dans les taux de collisions causées par l’alcool. Cela signifie qu’il y a 44,9 conducteurs avec les facultés affaiblies de moins qui sont impliqués dans des collisions par mois depuis l’entrée en vigueur de cette mesure, pour un total de 3 233 blessures et décès de moins attribuables à des collisions causées par l’alcool entre mai 2009 et mai 2015. Tout comme pour notre évaluation de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, il est possible que certains facteurs externes n’ayant pas été pris en considération soient à l’origine des incidences que nous attribuons aux sanctions

128

pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement. Là encore, puisqu’une mesure relative a été utilisée dans notre analyse des séries chronologiques, il aurait fallu que ces facteurs externes aient influencé les collisions causées par l’alcool d’une manière différente que les collisions en général, et qu’ils coïncident avec l’entrée en vigueur des sanctions. Tout comme dans notre évaluation de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, nous avons utilisé les données relatives aux ventes d’alcool de la LCBO dans nos modèles dans un effort pour tenir compte de toute répercussion de changements dans la consommation sur les résultats relatifs à la conduite en état d’ivresse. L’ajout de cette donnée n’a eu aucune incidence sur les résultats observés. Aucune contremesure n’est efficace au regard de la dissuasion générale si les conducteurs ignorent son existence. Cela étant, une campagne d’éducation et de sensibilisation publiques a été lancée pendant la période de l’entrée en vigueur des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement afin d’en informer la population. Une campagne peut avoir une incidence sur la conduite en état d’ivresse et les collisions qui y sont associées d’au moins deux façons. Tout d’abord, et c’est le but recherché, elle peut informer les conducteurs de la contremesure. Ensuite, elle peut dissuader directement les conducteurs de conduire en état d’ivresse (p. ex. en rappelant simplement aux gens les dangers de la conduite en état d’ivresse en général). La campagne qui a accompagné l’entrée en vigueur des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement s’est échelonnée, selon les estimations, sur une période approximative de six mois à un an tout au plus (J. LeFebvre, communication personnelle). Les effets des sanctions se sont fait sentir pendant au moins deux ans et demi, soit jusqu’à la fin de 2011. En 2012, leurs effets semblent s’être atténués, mais il faudrait plus de données pour déterminer s’il s’agit d’une variation naturelle ou d’une atténuation durable de son efficacité. Quoi qu’il en soit, même si les effets associés aux sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement n’auront duré que deux ans et demi, il est peu probable que ce soit uniquement attribuable à la campagne médiatique beaucoup plus courte.

De toute évidence, l’application des sanctions prévues par les contremesures – qu’elle soit réelle ou perçue – est nécessaire pour que celles-ci aient un quelconque effet. Il existe cependant le risque qu’une application plus stricte des politiques déjà en vigueur

129

en matière de lutte contre l’ivresse au volant simultanément avec l’entrée en vigueur d’une contremesure donne l’impression que celle-ci est plus efficace qu’elle ne l’est en réalité. Les résultats rapportés dans cette étude ne permettent pas de conclure que l’application plus stricte des politiques est l’unique cause des diminutions observées au chapitre des collisions causées par l’alcool qui sont associées aux sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement. Plus précisément, nous avons constaté que le nombre de blessures et de décès imputables aux collisions causées par l’alcool avait chuté de 17 % par rapport aux blessures et décès imputables à d’autres collisions dans la période coïncidant avec l’entrée en vigueur des sanctions. En circonscrivant l’analyse aux blessures graves et aux décès uniquement, nous avons constaté une diminution entre 7,7 % et 12 % seulement en lien avec l’entrée en vigueur des sanctions. Dans la mesure où la gravité de la collision est directement liée au taux d’alcoolémie dans le sang des conducteurs impliqués, il y a lieu de conclure que les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement devraient avoir une plus grande incidence sur les collisions moins graves, ce qui concorde avec nos observations.

Nous avons procédé à d’autres analyses afin de tenter de déterminer si (i) les conducteurs ayant reçu des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement à plusieurs reprises montraient un taux de récidive à la baisse, c’est-à-dire s’ils délaissaient graduellement leurs comportements criminels, et si (ii) les conducteurs ayant reçu deux sanctions de ce genre ont été surpris à conduire en état d’ivresse moins souvent que les conducteurs équivalents n’ayant reçu que la première sanction. Dans les deux cas, les résultats n’ont pas été concluants. Relativement à la question (i), il semble qu’il s’écoulait une période de temps plus longue entre la deuxième et la troisième infraction comparativement à entre la première et la deuxième infraction chez les conducteurs ayant reçu des suspensions « sur une période plus longue ». Cette constatation donne à entendre que ces conducteurs délaissent peu à peu ce comportement criminel à force de faire l’objet de sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement; autrement dit, cette contremesure a eu un certain effet de dissuasion sur les récidivistes de la conduite en état d’ivresse. En revanche, le délaissement de ce comportement criminel est biaisé par la diminution graduelle de la génération des premières sanctions de ce genre, qui pourrait être dû à de nombreux facteurs externes évolutifs pouvant ou non influer sur les taux de récidive de chaque conducteur. Pour peu que des données suffisantes soient recueillies, il devrait être possible de

130

compenser cette tendance contextuelle à la baisse et de découvrir si la diminution du taux de récidive est attribuable ou non aux sanctions infligées à répétition pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement.

Fait digne de mention, les conducteurs avec les facultés affaiblies ayant reçu des suspensions « sur une période plus courte » n’étaient pas touchés par cette tendance contextuelle à la baisse. L’une des raisons qui pourraient expliquer cet état de fait est qu’ils sont moins exposés à la tendance, les trois infractions étant survenues sur une période de deux ans et trois mois au lieu d’une période de cinq ans. Une autre raison plausible est le fait que ce groupe se distingue du groupe ayant reçu des suspensions « sur une période plus longue » du fait qu’il est peut-être composé d’une population plus clinique aux prises avec une crise aiguë, sur laquelle les facteurs extérieurs n’ont aucun effet. Quoi qu’il en soit, aucune incidence digne de mention n’a été constatée sur le groupe ayant reçu des suspensions « sur une période plus courte », tandis que les répercussions importantes constatées sur le groupe ayant reçu des suspensions « sur une période plus longue » sont biaisées par des facteurs extérieurs impossibles à corriger pour l’instant en raison de données insuffisantes.

Pour revenir à la question (ii), soit la question de savoir si les conducteurs ayant reçu deux sanctions de ce genre ont été surpris à conduire en état d’ivresse moins souvent que les conducteurs équivalents n’ayant reçu que la première sanction, nous sommes arrivés à la conclusion que nous ne disposions pas de suffisamment de données personnelles détaillées pour former des groupes équivalents. À première vue, les conducteurs ayant reçu deux sanctions semblent présenter un taux de récidive en matière de conduite avec les facultés affaiblies intrinsèquement supérieur.

En résumé, les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement ont clairement eu un effet bénéfique sur les collisions causées par l’alcool dans la population en général. Cela dit, nous n’avons pas été en mesure d’évaluer avec précision l’effet des sanctions à sévérité croissante sur la propension d’un conducteur à récidiver.

Mise en fourrière à long terme des véhicules

Le Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules, entré en vigueur en février 1999, vise à réduire le taux de récidive en augmentant la conformité aux interdictions de conduire infligées en vertu du CCC. L’efficacité de cette contremesure a

131

été évaluée en examinant des conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire en raison d’une déclaration de culpabilité en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC survenue entre janvier 1995 et janvier 2009 pour une infraction commise en janvier 1994 ou après. Nous avons donc procédé à une analyse des séries chronologiques interrompues sur le nombre d’infractions commises lorsque les conducteurs étaient sous le coup d’une interdiction par rapport au nombre de ces conducteurs. Une analyse de tous les conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire (art. 253 ou 254 du CCC) démontre qu’avant l’entrée en vigueur de ce programme, le nombre relatif d’infractions commises par des conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire suivait une tendance à la hausse graduelle avoisinant 0,9 % tous les deux mois. L’entrée en vigueur de la contremesure a coïncidé avec un arrêt soudain de cette tendance à la hausse.

Une fois l’analyse circonscrite davantage pour ne porter que sur les conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire en vertu du CCC ayant à leur actif au moins une infraction reçue au cours des cinq années précédentes pour avoir conduit alors qu’ils étaient sous le coup d’une interdiction, nous avons pu observer après l’entrée en vigueur du Programme de mise en fourrière à long terme des véhicules une diminution soudaine de l’ordre de 19 % du nombre relatif d’infractions commises par des conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC. Cela correspond à une diminution de 23,0 à 18,6 infractions commises par des conducteurs sous le coup d’une interdiction de conduire par 100 années d’interdiction de conduire infligées aux termes du CCC.

Mise en fourrière des véhicules pendant sept jours Le Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours, entré en vigueur en décembre 2010, se veut une contremesure immédiate et ferme visant à décourager la récidive en matière de conduite en état d’ivresse chez les conducteurs immédiatement après une infraction. Cette contremesure est appliquée simultanément avec la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire, déjà en vigueur, et vise les mêmes incidents. Par conséquent, elle peut être vue comme une sanction plus sévère qui vient se greffer à une sanction déjà existante.

Nous avons tout d’abord tenté de déterminer si la mise en fourrière des véhicules pendant sept jours donnait lieu à un taux de conformité plus élevé à la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire. Une analyse des séries

132

chronologiques interrompues a été réalisée sur une mesure de résultat, soit le nombre de conducteurs surpris à conduire alors qu’ils étaient sous le coup d’une suspension administrative de 90 jours du permis de conduire par rapport au nombre de conducteurs sous le coup du même type de suspension. Nous avons constaté une diminution de 33 % de cette mesure qui coïncide avec l’entrée en vigueur du programme, ce qui se traduit par une réduction de 2,12 à 1,42 conducteur ayant conduit sous le coup d’une suspension par 100 conducteurs ayant reçu une première suspension de 90 jours.

Nous avons ensuite examiné l’incidence de la mise en fourrière des véhicules pendant sept jours sur le taux de récidive en matière de conduite en état d’ivresse après une suspension administrative de 90 jours du permis de conduire en restreignant l’échantillon de conducteurs à ceux ayant été assujettis à une période de suivi complète de trois mois à l’échéance de leur suspension administrative de 90 jours, c’est-à-dire une période de trois mois pendant laquelle ils n’ont pas été déclarés coupables en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC pour l’incident à l’origine de la suspension initiale. L’analyse des séries chronologiques a révélé que la proportion de ces conducteurs ayant reçu une deuxième suspension administrative de 90 jours de leur permis de conduire pendant leur période de suivi a diminué de 29 % après l’entrée en vigueur du programme, passant de 0,98 conducteur ayant reçu une deuxième suspension administrative de 90 jours de leur permis de conduire pendant leur période de suivi de trois mois par 100 conducteurs qui étaient assujettis à une telle période de suivi à 0,71 conducteur.

Bien que le nombre de personnes qui conduisent sous le coup d’une suspension administrative de 90 jours du permis de conduire reçue pour avoir conduit avec les facultés affaiblies ou qui récidivent immédiatement après soit relativement petit comparativement à l’ensemble des conducteurs de l’Ontario, il se peut que l’effet de dissuasion observé s’étende aux nombreux conducteurs qui conduisent peut-être alors qu’ils sont sous le coup d’une suspension ou récidivent rapidement, mais qui passent inaperçus. Selon certaines estimations, la proportion de conducteurs qui conduisent sous le coup d’une suspension pourrait être aussi élevée que 75 % (p. ex. Lenton et coll., 2010), quoique ces conducteurs rapportent conduire moins souvent et plus prudemment (p. ex. Clark et Bobveski, 2008). Qui pis est, les types de conducteurs qui font une habitude de la conduite en état d’ivresse ou qui tentent de continuer de conduire pendant une suspension de permis constituent un groupe qui pourrait représenter un risque particulièrement élevé.

133

Compte tenu de l’effet de dissuasion que le Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours pourrait avoir sur la population en général en fait de conduite avec les facultés affaiblies, nous avons également évalué son efficacité au regard de la réduction des résultats négatifs liés aux collisions causées par l’alcool. Cette analyse a été effectuée simultanément avec l’évaluation des sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement et n’a révélé aucun effet de dissuasion général découlant précisément du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours.

Exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro Les exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro visaient deux objectifs, soit réduire les résultats liés aux collisions causées par l’alcool chez les conducteurs jeunes ou débutants, et enseigner rapidement à cette catégorie de conducteurs qui conduisent avec les facultés affaiblies qu’il y aura invariablement des conséquences à un tel comportement.

Les nouvelles exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro, entrées en vigueur en août 2010, ont été évaluées au regard de leur potentiel de dissuasion général à l’aide des résultats liés aux collisions. Nous n’avons observé aucun effet de dissuasion, mais il se peut que ce soit tout simplement parce que cet effet n’est pas assez significatif, compte tenu de la taille de la sous-population observée, pour ressortir de l’ensemble des données relatives à la population.

En guise de solution de rechange aux résultats liés aux collisions, nous avons évalué l’effet de dissuasion général en examinant le nombre de contremesures liées à l’alcool ayant été appliquées aux jeunes conducteurs. Plus particulièrement, nous avons cherché à savoir dans quelle mesure le nombre de contremesures liées à l’alcool pour des taux d’alcoolémie supérieurs à zéro appliquées aux jeunes conducteurs comparativement au nombre de contremesures appliquées aux conducteurs plus âgés avait changé après l’entrée en vigueur des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro. Une diminution importante du nombre relatif de suspensions administratives de 90 jours du permis de conduire et de sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement imposées aux jeunes conducteurs (âgés de moins de 22 ans) a été observée et coïncide avec l’entrée en vigueur du taux d’alcoolémie de zéro. Plus précisément, la proportion de sanctions pour

134

avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement imposées aux jeunes conducteurs a diminué de 18 % (avoisinant 19 % lorsqu’on l’exprime en ratio plutôt qu’en proportion), tandis qu’une réduction similaire rassurante de 21 % a été constatée dans le ratio de suspensions administratives de 90 jours du permis de conduire infligées aux jeunes conducteurs (par rapport aux conducteurs plus âgés). Cela dit, il faut user de prudence lorsqu’il s’agit d’interpréter ces résultats, puisque la diminution estimée est sans doute le fruit d’un amalgame de changements comportementaux chez les jeunes conducteurs sur lesquels il faudrait faire la lumière (par exemple, une propension moins grande à conduire avec les facultés affaiblies, révélatrice d’un effet véritable des efforts d’intervention) et d’autres facteurs inconnus. Il est important de noter que les suspensions administratives de 90 jours du permis de conduire et les sanctions pour avoir conduit avec un taux d’alcoolémie se trouvant dans la fourchette d’avertissement sont infligées pour des raisons très différentes et ont des répercussions très différentes pour un jeune conducteur. Puisque nous avons constaté des diminutions analogues pour ces deux contremesures chez les jeunes conducteurs après l’entrée en vigueur des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro, l’explication la plus simple semble être une propension moindre à conduire en état d’ivresse chez les jeunes conducteurs.

L’effet des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro sur la conduite subséquente avec un taux d’alcoolémie se situant dans la fourchette d’avertissement ou supérieur à la limite permise par la loi a été examiné en comparant les conducteurs jeunes ou débutants ayant reçu une première infraction relative au taux d’alcoolémie de zéro, mais n’ayant pas été reconnus coupables de cette infraction (groupe non exposé), aux conducteurs ayant reçu une infraction et ayant été reconnus coupables (groupe exposé). L’idéal aurait été que l’unique différence entre les deux soit le fait que le deuxième groupe, contrairement au premier, se soit vu infliger les contremesures relatives au taux d’alcoolémie de zéro. Malheureusement, nous avons noté des différences notables entre les deux groupes au regard des antécédents criminels et de la propension à commettre d’autres infractions non liées à la conduite en état d’ébriété. Il a fallu appliquer des restrictions importantes aux deux groupes afin de pouvoir les comparer, ce qui a amputé la taille de l’échantillon des deux tiers environ. Ces restrictions nous ont également empêchés de procéder à une analyse de survie.

Après restrictions, les conducteurs assujettis aux sanctions relatives au taux d’alcoolémie de zéro à la suite d’une déclaration de culpabilité pour avoir conduit avec

135

des niveaux d’alcool détectables dans le sang avaient récidivé 1,8 fois moins souvent que le groupe non exposé au cours des deux années suivant la décision du tribunal. La même constatation vaut après avoir restreint encore davantage l’échantillon visé par l’étude aux conducteurs de moins de 22 ans, quoique dans une mesure plus grande (3,8 fois moins de récidives chez les conducteurs recevant une contremesure liée au taux d’alcoolémie de zéro). Bien que ces résultats démontrent l’efficacité des contremesures liées au taux d’alcoolémie de zéro sur le plan de la dissuasion spécifique, ils doivent être interprétés avec prudence pour trois raisons. En premier lieu, les restrictions appliquées à l’échantillon visé par l’étude ont éliminé une très grande portion de l’échantillon global; considérant le fait que les analyses ont été réalisées sur cet échantillon restreint, nos résultats peuvent ne pas être applicables à l’ensemble des conducteurs jeunes et débutants en Ontario. En deuxième lieu, lorsqu’une régression logistique est utilisée sur un échantillon aussi petit, une surestimation de l’effet peut survenir. En troisième lieu, les tentatives visant à remédier au biais de sélection auraient dû donner des groupes plus comparables; or, il est impossible de dire avec certitude si toutes les différences significatives ont été supprimées. Cette dernière réserve est particulièrement pertinente considérant le fait que nos groupes exposé et non exposé avaient des antécédents d’infractions non liées à l’alcool très différents. Il va de soi que nous avons constaté des différences systématiques entre le groupe des conducteurs ayant été déclarés coupables et ceux ne l’ayant pas été au regard d’un certain nombre de facteurs, que ce soit sur le plan de la démographie ou celui des comportements de conduite en état d’ivresse, qui auraient pu influencer la probabilité d’une déclaration de culpabilité, par exemple l’accès à un avocat. Mais même avec ces contraintes, l’efficacité apparente que nous avons constatée concorde avec le constat découlant des informations probantes recueillies.

Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool Les études antérieures sur le programme Bonne conduite portaient sur les changements dans les résultats relatifs aux participants qui ne sont pas liés à la conduite (Wickens et coll., 2013; Stoduto et coll., 2014). Notre étude va plus loin que cette étude et permet de conclure que le programme dans son ensemble, notamment la suspension pour une période indéfinie pour les participants qui terminent le programme sur une période plus longue ou ne le terminent pas, est associé à une diminution de la récidive en matière de conduite en état d’ivresse qui ne peut être expliquée par des tendances temporelles préexistantes au regard de la récidive. Les conducteurs ayant suivi le programme à un seul volet (y compris les conducteurs dont les suspensions de

136

permis ont été prolongées pendant une période de temps donnée) récidivaient moins au cours d’une période trois ans que les conducteurs n’ayant pas pris part au programme. De plus, des répercussions plus importantes encore ont été observées chez les participants ayant pris part au programme à plusieurs volets, même lorsque des analyses ont été réalisées séparément pour le groupe des participants ayant mis plus de temps à terminer le programme à plusieurs volets et le groupe des participants ayant terminé le programme dans les délais (c.-à-d. comparer ceux ayant mis plus de temps à terminer le programme à volets multiples et ceux ayant mis plus de temps à terminer le programme à volet unique et procéder à la même comparaison pour ceux ayant terminé les deux types de programme dans les délais). Par ailleurs, il convient de noter que le programme complet (actuel) nécessite plus de temps à terminer que le programme initial qui comportait seulement le volet éducatif, ce qui autorise à penser que les conducteurs qui suivent le programme dans sa mouture actuelle sont suspendus plus longtemps et pourraient donc être plus « motivés » à le terminer que ceux qui ne le terminent pas. Nous ne sommes pas parvenus à déterminer si les participants ayant terminé le programme à plusieurs volets semblent afficher de meilleurs résultats pour ces seules raisons.

Au regard de la performance des participants ayant mis plus de temps à terminer le programme comparativement aux participants ayant terminé le programme dans les délais, l’appariement des scores de propension a permis de supprimer l’écart relatif à la récidive entre ces deux groupes. Cela signifie qu’il est clairement démontré que des caractéristiques individuelles de ces conducteurs tenus de suivre des programmes de mesures correctives jusqu’à la fin sont associées à la propension à récidiver (ainsi qu’à la propension à mettre plus de temps pour terminer le programme). Indépendamment de ce que sont ces caractéristiques précises, le fait de « mettre plus de temps à terminer » le programme dans sa mouture actuelle semble constituer un facteur de risque pour la récidive future.

Le programme Bonne conduite dans son ensemble donnant l’apparence d’être une contremesure efficace, il serait souhaitable d’en optimiser les retombées. Fait intéressant, de meilleurs résultats, sous la forme d’un taux de récidive plus faible pour les conducteurs ayant terminé le programme Bonne conduite par rapport aux conducteurs n’ayant pas eu l’occasion d’y prendre part, avaient pour corolaire un âge plus jeune (moins de 45 ans). Nous arrivons également à ce constat que le programme Bonne conduite soit considéré dans son ensemble, ce qui englobe la suspension pour

137

une période indéterminée du permis de conduire pour les conducteurs n’ayant pas terminé le programme, ou seulement au regard des volets relatifs à l’éducation ou au traitement. D’autres facteurs démographiques auxquels nous n’avions pas accès pourraient également générer des résultats tout à fait différents. Cela étant, une plus grande attention au ciblage démographique s’impose. Outre le ciblage en fonction de l’âge, le retrait des obstacles empêchant de terminer le programme dans les délais serait profitable aux participants du programme, notamment le fait d’autoriser ceux qui termineront le programme à recommencer à conduire le plus tôt possible pour peu qu’ils participent au Programme d’utilisation d’antidémarreurs.

Concernant les résultats liés aux collisions dans la population en général, l’analyse des séries chronologiques interrompues réalisée en parallèle avec l’analyse de la suspension administrative de 90 jours du permis de conduire a permis de conclure que le programme Bonne conduite n’avait aucune incidence observable sur celle-ci. Les contremesures correctives semblent n’avoir d’effet que sur les conducteurs prenant part aux programmes connexes. Ce constat n’est pas surprenant puisque le programme Bonne conduite cible les conducteurs ayant été déclarés coupables de conduite avec les facultés affaiblies et non la population en général. L’intention initiale du programme est donc respectée.

Programme d’utilisation d’antidémarreurs Un examen de la conduite en état d’ivresse pendant la durée de la condition d’utilisation d’un antidémarreur chez les conducteurs ayant été déclarés coupables d’une infraction criminelle de conduite avec les facultés affaiblies fait ressortir un taux de récidive plus faible uniquement pendant la période d’installation de l’antidémarreur. Plus précisément, le taux de récidive chez les conducteurs n’ayant pas fait installer d’antidémarreur était 2,49 fois plus élevé (par unité de temps de la condition d’utilisation d’un antidémarreur) que pour les conducteurs en ayant fait installer un (par unité de temps de la période d’installation). Si l’on examine ces données sous un autre angle, les antidémarreurs font diminuer le taux de récidive en matière de conduite en état d’ébriété de 60 % pendant l’installation, ce qui concorde avec la méta-analyse réalisée par Willis, Lybrand et Bellamy (2004) des programmes américains donnant à entendre que les antidémarreurs aux États-Unis donnent lieu à une réduction du taux de récidive de 67 % pendant l’installation. Ce même constat vaut même si nos données démontrent que les taux de collision des conducteurs ayant fait installer un antidémarreur étaient

138

similaires pendant la période d’installation à ceux de l’ensemble des conducteurs de l’Ontario, tandis que les conducteurs n’ayant pas fait installer d’antidémarreur sont associés à un taux de collision de beaucoup inférieur pendant la durée de la condition. On peut donc en déduire que les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur conduisent davantage, mais conduisent moins en état d’ivresse que les conducteurs n’ayant pas fait installer d’antidémarreur. En revanche, au retrait de l’appareil, les taux de récidive retrouvent les mêmes niveaux que ceux des conducteurs ayant reçu une déclaration de culpabilité, mais n’ayant jamais fait installer l’antidémarreur (et qui demeurent sous le coup d’une suspension du permis de conduire pendant toute la durée de la condition).

À la lumière de ces conclusions, il appert que le principal mécanisme empêchant la conduite en état d’ivresse chez les conducteurs ayant fait installer un antidémarreur est l’obstacle physique créé par l’appareil en tant que tel. Pour les conducteurs assujettis à une condition d’utilisation d’un antidémarreur qui avaient fait installer l’appareil et ont été surpris à conduire avec les facultés affaiblies, il se peut qu’ils conduisaient à ce moment-là un autre véhicule non muni d’un tel appareil. L’absence d’un effet de dissuasion durable après le retrait de l’antidémarreur n’est pas surprenant, le même constat étant ressorti de la majorité de la documentation publiée à ce sujet (par exemple, Beirness et Marques 2004; Willis, Lybrand et Bellamy 2004).

Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions Le Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions a été mis en œuvre pour remédier à certaines des lacunes constatées relativement au premier Programme d’utilisation d’antidémarreurs. Il est ressorti clairement de notre étude que ce programme donne lieu à deux retombées positives : la période de temps moyenne s’écoulant entre un incident donnant lieu à une accusation en vertu de l’article 253 ou 254 du CCC et une déclaration de culpabilité subséquente pour celle-ci (pour les conducteurs déclarés coupables) a diminué de 146 jours après sa mise en œuvre, et l’installation d’un antidémarreur par les conducteurs recevant une condition à cet effet a augmenté de 54 % (passant de 45 % à 70 %).

La première retombée atteint les objectifs du programme, qui consistent à améliorer l’efficacité avec laquelle les conducteurs déclarés coupables passent par les différentes étapes du système de justice. De plus, elle raccourcit la période pendant laquelle les

139

conducteurs ayant tendance à conduire avec les facultés affaiblies représentent un risque pour eux-mêmes et pour les autres usagers de la route avant la déclaration de culpabilité. La deuxième retombée donne lieu à une hausse importante du nombre de conducteurs utilisant l’antidémarreur, qui, selon les conclusions relatives à l’étude, réduit le taux de récidive pendant l’installation. D’autres administrations tentent d’augmenter le nombre d’antidémarreurs installés, dont plusieurs au moyen d’une législation qui rendrait l’utilisation d’un antidémarreur obligatoire (en guise de rappel, en Ontario, les conducteurs peuvent choisir de ne pas faire installer l’antidémarreur et de ne pas conduire pendant la durée de la condition d’utilisation d’un antidémarreur). Or, la possibilité d’avoir une suspension moins longue offerte aux conducteurs pour les inciter à installer l’antidémarreur semble, selon ce qui est constaté en Ontario, avoir donné lieu à des taux d’installation plus élevés que les lois rendant l’installation obligatoire (c.-à-d. dans les États de New York et de l’Illinois) (Robertson et coll. 2010).

On peut déduire deux choses de ces constatations. Tout d’abord, il est possible de faire augmenter le taux d’installation d’un antidémarreur grâce à la manière dont le programme est conçu et sans nécessairement rendre l’installation obligatoire. Ensuite, il faudrait, lorsqu’on tente de déterminer la durée idéale d’une condition d’utilisation d’un antidémarreur, privilégier les durées plus longues de manière à optimiser la période pendant laquelle l’appareil est installé et efficace.

De meilleurs résultats relatifs à l’installation d’un antidémarreur signifient qu’il y a plus de conducteurs sur les routes qui auraient, autrement, été suspendus ou incapables de conduire en toute légalité si ce n’était du Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions. Il convient également de garder à l’esprit que ces conducteurs peuvent être considérés comme étant plus dangereux. Cela étant, on pourrait conclure que la diminution de la conduite avec les facultés affaiblies fait augmenter le risque global de collision sur les routes de l’Ontario (Elder et coll., 2011). En guise de bémol, peu de conducteurs sont assujettis à une condition d’utilisation d’un antidémarreur par rapport à l’ensemble des conducteurs. Fait plus important encore et tel que nous l’avons rapporté plus tôt, nous avons constaté que le taux de collision des conducteurs ayant fait installer un antidémarreur n’est pas beaucoup plus élevé que celui de la population en général, ce qui autorise à penser que tant et aussi longtemps qu’un conducteur déclaré coupable de conduite avec les facultés affaiblies se trouve dans un véhicule muni d’un antidémarreur, il n’y a pas lieu de les traiter différemment que tout autre conducteur.

140

Nous ne sommes pas parvenus à faire ressortir un avantage à long terme de l’aspect relatif à l’examen de la conduite du programme (par exemple, une réduction du taux de récidive après le retrait de l’appareil pour les conducteurs dont la suspension a été prolongée en raison d’un manquement aux exigences du programme), sans doute parce qu’il ne s’est pas écoulé suffisamment de temps encore depuis l’entrée en vigueur du programme pour procéder à une analyse en bonne et due forme. Par conséquent, nous ne nous prononçons pas sur l’efficacité de l’aspect relatif à l’examen de la conduite pour le moment.

Conclusions et répercussions Au cours des deux dernières décennies, l’Ontario a mis en place huit contremesures, l’ensemble de celles-ci ayant pour but de réduire le bilan trop lourd des blessures et des décès associés aux collisions liées à l’alcool en dissuadant les conducteurs de conduire en état d’ivresse. Bien qu’elles aient été mises en œuvre en deux « vagues » à environ dix ans d’intervalle, ces contremesures ont chacune leur utilité puisqu’elles visent un éventail de sous-groupes et de circonstances, reposent sur des mécanismes de dissuasion généraux et spécifiques et prennent différentes formes (c.-à-d. des mesures visant le permis, des mesures visant le véhicule et des mesures visant le conducteur). L’étude de ces approches nombreuses et différentes à la dissuasion toutes mises en œuvre par la même administration permet de faire ressortir deux thèmes principaux ainsi que des conclusions spécifiques supplémentaires.

Tout d’abord, sur les conducteurs impliqués dans des collisions ayant fait des morts ou des blessés en 2012 et qui ont été consignés dans le Système de données sur les accidents de véhicules automobiles comme ayant eu « les facultés affaiblies par l’alcool » ou « un taux d’alcoolémie supérieur à 0,08 % » au moment de la collision, on estime à approximativement 89 % la proportion d’entre eux qui n’avaient à leur dossier aucune déclaration de culpabilité liée à l’alcool au cours des dix années précédentes. De plus, 87 % de ces conducteurs n’avaient eu aucune suspension administrative de 90 jours du permis de conduire immédiate pendant cette période. Afin de réaliser des gains optimaux en fait de sécurité routière, les contremesures visant à lutter contre la conduite en état d’ivresse devraient être conçues de manière à ce que leur efficacité ne soit pas tributaire des antécédents ou déclarations de culpabilité en matière de conduite en état d’ivresse déjà au dossier des conducteurs. Les contremesures devraient plutôt avoir un effet de dissuasion général en raison de leur caractère immédiat et de la

141

perception qu’ont les conducteurs de la rigueur avec laquelle les sanctions seront appliquées. Nos résultats démontrent que les nouvelles initiatives devraient cibler des sous-groupes et des circonstances qui ne l’ont pas encore été jusqu’à maintenant et prévoir des sanctions immédiates et fermes, ou qu’il faudrait concentrer les efforts à resserrer le caractère immédiat et ferme des contremesures actuellement en place. Pour qu’une contremesure ait un effet de dissuasion général, les conducteurs dans leur ensemble doivent savoir qu’elle existe et croire qu’il y a un risque qu’ils soient pris sur le fait s’ils l’enfreignent (p. ex. Bertelli et Richardson, 2008). L’approche la plus efficace à la réduction de la conduite avec les facultés affaiblies en Ontario consisterait sans doute à accroître le niveau de ressources consacrées à la sensibilisation du public aux sanctions administratives nouvelles et existantes et aux campagnes d’application à grand déploiement.

Dans le cadre de cette évaluation, nous avons constaté que les suspensions de permis sont efficaces pour produire un effet de dissuasion général lorsqu’elles sont remises sous forme administrative au moment de l’infraction. Malheureusement, nous avons également constaté que les suspensions n’empêchent pas certains conducteurs de conduire pendant la durée de celles-ci et que ces conducteurs pourraient devenir plus difficiles à suivre dans le système judiciaire régissant la conduite du ministère des Transports de l’Ontario.

Ensuite, lorsque l’exigence de suivre un volet axé sur l’éducation et le traitement sur l’alcool a été ajoutée pour les conducteurs reconnus coupables d’une infraction à l’article 253 ou 254 du CCC, aucun effet n’a été constaté sur les données relatives au taux de collision dans la population en général. Cette absence d’effet de dissuasion général a également été observée après l’entrée en vigueur du Programme d’utilisation d’antidémarreurs et du Programme de mise en fourrière des véhicules pendant sept jours. Ces trois contremesures imposent un fardeau supplémentaire au conducteur. En effet, le conducteur qui doit terminer le volet axé sur l’éducation et le traitement sur l’alcool doit consacrer temps et ressources financières pour terminer le programme, en plus de subir l’interdiction de conduire prescrite par le CCC. Dans le cas du Programme d’utilisation d’antidémarreurs, les conducteurs doivent assumer le coût de l’installation et de l’entretien de l’appareil ou se voir imposer une prolongation de leur suspension, l’une ou l’autre de ces options venant s’ajouter à l’interdiction de conduire préexistante prescrite par le CCC. Les mises en fourrière des véhicules pendant sept jours sont venues s’ajouter à la suspension administrative de 90 jours du permis

142

de conduire préexistante. Tous ces changements peuvent donc être interprétés comme des sanctions plus sévères à l’endroit des conducteurs qui se font prendre à conduire avec les facultés affaiblies, bien que ce n’était pas là l’intention véritable derrière les programmes d’éducation et de traitement sur l’alcool ou d’utilisation d’antidémarreurs. Il ne faut pas déduire de nos résultats que la sévérité croissante des sanctions n’a aucun effet de dissuasion sur la population dans son ensemble, mais plutôt que cet effet est léger, s’il existe. Par conséquent, même si des sanctions plus sévères semblent a priori faire diminuer le taux de récidive (p. ex. les mises en fourrière des véhicules pendant sept jours), elles ne permettront vraisemblablement pas d’améliorer la sécurité routière autant que des efforts accrus pour sensibiliser le public aux sanctions administratives déjà en place et faire appliquer celles-ci.

Au chapitre des contremesures prévoyant des mesures correctives, nos résultats pourraient être d’une grande utilité pour apporter des améliorations aux programmes d’éducation et de traitement et d’utilisation d’antidémarreurs. Pour ce qui est des programmes d’éducation et de traitement, nos résultats donnent à penser que l’efficacité des programmes pourrait être optimisée en prenant en considération, dans la conception de programme, les caractéristiques des participants. Pour ce qui est des programmes d’utilisation d’antidémarreurs, nos résultats donnent à penser que des stratégies incitatives pourraient faire augmenter de beaucoup les taux d’installation. Ce dernier constat est particulièrement important puisqu’il est établi hors de tout doute que les antidémarreurs font diminuer la conduite en état d’ivresse pendant toute la durée de leur installation et que les conducteurs qui les utilisent ont un taux de collision analogue à celui de la population en général. Si l’on ajoute à cet important constat le fait qu’il ne ressort toujours pas des études déjà publiées d’indication permettant de conclure à des effets durables des antidémarreurs sur le taux de récidive une fois qu’ils sont enlevés, il y a lieu de conclure qu’une condition d’utilisation d’un antidémarreur pendant une période équivalente ou plus longue que celle prévue à l’heure actuelle et l’élimination des obstacles à l’installation représentent la voie à suivre à cet égard.

Il faudrait par ailleurs simplifier et harmoniser le plus possible les contremesures prévoyant des mesures correctives, comme le Programme d’éducation et de traitement sur l’alcool, le Programme d’utilisation d’antidémarreurs et le Programme d’examen de la conduite pour la réduction des suspensions à l’aide des antidémarreurs. Cela permettrait de réduire le fardeau opérationnel pour les administrateurs et, selon toute vraisemblance, d’améliorer les taux de participation. Pour citer un exemple précis,

143

nombreux sont les conducteurs qui éprouvent de la difficulté à terminer les exigences du volet d’éducation et de traitement sur l’alcool dans un délai suffisamment court pour bénéficier d’une condition d’utilisation d’un antidémarreur (et, donc, pouvoir conduire) à la date prévue, un problème qui pourrait être résolu par l’apport de quelques modifications simples au programme, comme une révision des volets du programme Bonne conduite qui doivent être terminés avant qu’un conducteur puisse bénéficier d’une condition d’utilisation d’un antidémarreur. Qui pis est, il est difficile d’évaluer un programme qui interagit de plusieurs façons avec d’autres programmes en vigueur, particulièrement lorsqu’il s’agit d’évaluations nécessitant un très haut niveau de rigueur pour établir la causalité, un type d’évaluation qui dépend souvent de la constance avec laquelle les programmes sont conçus au fil des années.

En guise de conclusion, si l’on tient au succès des contremesures liées à l’alcool, il faut à tout prix accorder la priorité à l’évaluation et, par le fait même, veiller à ce que l’infrastructure nécessaire (p. ex. des mesures de données, des sources de données et des bases de données dignes de confiance et valides) soit en place. C’est là une nécessité si nous voulons continuer d’aspirer à une culture d’élaboration des politiques s’appuyant sur des faits, dont l’importance est mise en relief dans le Rapport Drummond (2012) et ailleurs.

144

ANNEXE 1. Les dossiers des conducteurs tirés du Système de contrôle des permis (SCP) comprenaient les déclarations de culpabilité suivantes, regroupées en catégories en fonction de leur similarité après consultation avec le Bureau des politiques de sécurité routière. Tous les codes et leurs définitions se trouvent dans le Code de la route et le Code criminel du Canada (CCC). CATÉGORIE 1 : VIOLATION D’UNE CONDITION • Article 32-1 du Code de la route • Article 32-9 du Code de la route • Article 36 du Code de la route • Article 51 du Code de la route • Article 53 du Code de la route • Article 190 du Code de la route

CATÉGORIE 2 : INFRACTIONS LIÉES À L’UTILISATION D’UN ANTIDÉMARREUR • Article 41.2 du Code de la route

CATÉGORIE 3 : INFRACTIONS COMMISES PAR DES CONDUCTEURS DÉBUTANTS • Article 44.1 du Code de la route • Article 48.2.1 du Code de la route

CATÉGORIE 4 : INFRACTIONS LIÉES À LA CONDUITE • Article 130 du Code de la route • Article 172 du Code de la route • Article 200 du Code de la route • Article 216 du Code de la route

CATÉGORIE 5 : INFRACTIONS AU CODE DE LA ROUTE • Article 128 du Code de la route • Article 141 du Code de la route • Article 142 du Code de la route • Article 143 du Code de la route • Article 147 du Code de la route • Article 148 du Code de la route • Article 149 du Code de la route • Article 150 du Code de la route • Article 156 du Code de la route

145

• Article 157 du Code de la route • Article 158 du Code de la route • Article 166 du Code de la route • Article 167 du Code de la route • Article 160 du Code de la route • Article 161 du Code de la route • Article 162 du Code de la route • Article 165 du Code de la route • Article 168 du Code de la route • Article 169 du Code de la route • Article 178 du Code de la route

CATÉGORIE 6 : DÉSOBÉISSANCE À DES PANNEAUX DE SIGNALISATION, À DES SIGNAUX OU À LA PRÉSENCE DE PIÉTONS • Paragraphes 134(1) et (3) du Code de la route • Paragraphes 135(2) et (3) du Code de la route • Article 136 du Code de la route • Article 138 du Code de la route • Article 139 du Code de la route • Article 140 du Code de la route • Article 144 du Code de la route • Article 146 du Code de la route • Article 151 du Code de la route • Article 153 1 du Code de la route • Article 154 du Code de la route • Article 159 du Code de la route • Article 163 du Code de la route • Article 164 du Code de la route • Article 174 du Code de la route • Article 175 du Code de la route • Article 176 du Code de la route • Article 182 du Code de la route

CATÉGORIE 7 : ACTIVITÉS CRIMINELLES • Article 219 du CCC • Article 220 du CCC • Article 221 du CCC • Paragraphes 249(1), (2), (3) et (4) du CCC • Article 249.1 du CCC

146

• Article 252 du CCC • Paragraphe 252(1) du CCC • Alinéas 253(1) a) et b) du CCC • Paragraphes 254(1), (2), (3), (4), (5) et (6) du CCC • Paragraphes 255(1), (2), (3) et (4) du CCC • Paragraphe 259(4) du CCC

147

ANNEXE 2. Les dossiers des conducteurs tirés du Système de contrôle des permis (SCP) comprenaient, pour l’évaluation des programmes de la fourchette d’avertissement, de la mise en fourrière des véhicules pendant sept jours, des exigences relatives au taux d’alcoolémie de zéro et de l’examen de la conduite, l’historique des codes postaux du conducteur délinquant afin qu’il soit possible de déterminer son lieu de résidence au moment de l’infraction. À l’aide de ces renseignements ainsi que du Fichier de conversion des codes postaux de mars 2009 de Statistique Canada11, nous avons été en mesure de remonter à la subdivision ou au secteur de recensement (le cas échéant) où un conducteur résidait au moment de l’infraction. Les données démographiques de chaque unité géographique de recensement ont ensuite été obtenues à l’aide de l’Enquête nationale auprès des ménages de 2011 de Statistique Canada12. Les données extraites pour chaque unité géographique et utilisées pour l’appariement étaient les suivantes :

1) la proportion de la population ayant fait des études postsecondaires; 2) le revenu médian après impôt du ménage; 3) la proportion de ménages propriétaires et de ménages locataires qui consacrent

plus de 30 % de leur revenu total aux coûts d’habitation; 4) la proportion de la population occupée âgée de 15 ans et plus qui conduit une

voiture, un camion ou une fourgonnette pour se rendre au travail.

Ces variables ont été considérées comme étant particulièrement importantes dans l’appariement des groupes aux fins de l’évaluation du Programme d’utilisation d’antidémarreurs pour deux raisons, la première étant les sommes d’argent à la disposition d’un conducteur pour acquitter les dépenses associées à un antidémarreur, un facteur qui entrera fort probablement en ligne de compte relativement aux mesures 1), 2) et 3). La deuxième raison, liée à la mesure 4), concerne quant à elle les autres moyens de transport qui pourraient être à la disposition du conducteur et que celui-ci accepterait de prendre, pour autant qu’il n’en soit pas le conducteur.

11 http://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2011/geo/ref/2006/92-153-072306/92-153-0723062009002-fra.htm 12 https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/index-fra.cfm

148

Bibliographie ONTARIO. MINISTÈRE DES TRANSPORTS. « Accident Database System », Ministry

of Transportation Collision Database, non daté.

ALBALATE, D. « Lowering Blood Alcohol Content Levels to Save Lives: The European Experience », Journal of Policy Analysis and Management, 2008, vol. 27, n° 1, p. 20–39.

ANDREUCCETTI, G., et coll. « Reducing the Legal Blood Alcohol Concentration Limit for Driving in Developing Countries: A Time for Change? Results and Implications Derived from a Time-Series Analysis (2001-10) Conducted in Brazil », Addiction, 2011, vol. 106, n° 12, p. 2124–2131.

ASBRIDGE, M., et coll. « The Effects of Ontario’s Administrative Driver’s Licence Suspension Law on Total Driver Fatalities: A Multiple Time Series Analysis », Drugs: Education, Prevention, and Policy, 2009, vol. 16, n° 2, p. 140–151.

ASSUM, T. « Reduction of the Blood Alcohol Concentration Limit in Norway--Effects on Knowledge, Behavior and Accidents », Accident, Analysis and Prevention, 2010, vol. 42, n° 6, p. 1523–1530.

BARTL, G., et R. ESBERGER. Effects of Lowering the Legal BAC-Limit in Austria, Austrian Road Safety Board, Vienne (Autriche), 2010, A-1031.

BECK, K.H., et coll. « Effects of Ignition Interlock License Restrictions on Drivers with Multiple Alcohol Offenses: A Randomized Trial in Maryland », American Journal of Public Health, 1999, vol. 89, n° 11, p. 1696–1700.

BEIRNESS, D. J., et P. R. MARQUES. « Alcohol Ignition Interlock Programs », Traffic Injury Prevention, 2004, vol. 5, n° 3, p. 299–308, doi:10.1080/15389580490465418.

BEIRNESS, D. J., et coll. « The Impact of Mandatory versus Voluntary Participation in the Alberta Ignition Interlock Program », Traffic Injury Prevention, janvier 2003, vol. 4, suppl. 1, p. 24–27, doi:10.1080/1538-950391915777.

BEIRNESS, D. J., et E. E. BEASLEY. « An Evaluation of Immediate Roadside Prohibitions for Drinking Drivers in British Columbia: Findings from Roadside Surveys », Traffic Injury Prevention, 2014, vol. 15, n° 3, p. 228–233.

BEIRNESS, D. J., et coll. Evaluation of Administrative License Suspension and Vehicle Impoundment Programs in Manitoba, Traffic Injury Research Foundation, Transports Canada, 1997.

149

BEIRNESS, D. J., et D. SINGHAL. Short-Term Licence Suspensions for Drinking Drivers: An Assessment of Effectiveness in Saskatchewan, Traffic Injury Research Foundation, 2007.

BERNAT, D. H., W. T. M. DUNSMUIR et A. C. WAGENAAR. « Effects of Lowering the Legal BAC to 0.08% on Single-Vehicle-Nighttime Fatal Traffic Crashes in 19 Jurisdictions », Accident, Analysis and Prevention, 2004, vol. 36, n° 6, p. 1089–1097.

BERNHOFT, I. M., et I. BEHRENSDORFF. « Effect of Lowering the Alcohol Limit in Denmark », Accident, Analysis & Prevention, 2003, vol. 35, n° 4, p. 515–525.

BERTELLI, A. M., et L. E. RICHARDSON. « The behavioural impact of drinking and driving laws », Policy Studies Journal, 2008, vol. 36, n° 4, p. 545-569.

BJERRE, B. « An Evaluation of the Swedish Ignition Interlock Program », Traffic Injury Prevention, 2003, vol. 4, n° 2, p. 98–104, doi:10.1080/15389580309870.

BJERRE, B. « Primary and Secondary Prevention of Drink Driving by the Use of Alcolock Device and Program: Swedish Experiences », Accident; Analysis and Prevention, 2005, vol. 37, n° 6, p. 1145–1152, doi:10.1016/j.aap.2005.06.020.

BLOOMBERG, R. D. Lower BAC Limits for Youth: Evaluation of the Maryland .02 Law, National Highway Traffic Safety Administration, 1992, DOT-HS-807-859.

BOSWORTH, M. « Deterrence Theory », dans Encyclopedia of Prisons & Correctional Facilities, Thousand Oaks (Californie), SAGE Publications, 2005, p. 234–238.

BROWN, T.G., et coll. « Brief Motivational Interviewing for DWI Recidivists Who Abuse Alcohol and Are Not Participating in DWI Intervention: A Randomized Controlled Trial », Alcoholism, Clinical and Experimental Research, 2010, vol. 34, n° 2, p. 292–301, doi:10.1111/j.1530-0277.2009.01092.x.

BRUBACHER, J. R., et coll. « Reduction in Fatalities, Ambulance Calls, and Hospital Admissions for Road Trauma after Implementation of New Traffic Laws », American Journal of Public Health, 2014, vol. 104, n° 10, e89–97. doi:10.2105/AJPH.2014.302068.

BYRNE, P.A., et coll. « Evaluation of the general deterrence capacity of recently implemented (2009-2010) low and zero BAC requirements for drivers in Ontario », Accident Analysis & Prenention, Document soumis pour publication [mars 2016].

CHALOUPKA, F. J., H. SAFFER et M. GROSSMAN. « Alcohol Control Policies and Motor Vehicle Fatalities », Journal of Legal Studies, 1993, vol. 22, p. 161–186.

150

CHAMBERLAIN, E., et R. SOLOMON. « The Case for a 0.05% Criminal Law Blood Alcohol Concentration Limit for Driving », Injury Prevention, 2002, vol. 8, suppl. 3, p. iii1–iii17.

CLARK, B. et I. BOBEVSKI. Disqualified drivers in Victoria: Literature review and in-depth focus group study (Report No. 274), Monash University Accident Research Centre, Victoria (Australie), 2008.

COBEN, J. H., et G. L. LARKIN. « Effectiveness of Ignition Interlock Devices in Reducing Drunk Driving Recidivism », American Journal of Preventive Medicine, 1999, vol. 16, suppl. 1, p. 81–87.

COOPER, D., T. CHIRA-CHAVALA et D. GILLEN. Safety and Other Impacts of Vehicle Impound Enforcement, UCB Research Reports, 2000, UCB-ITS-RR-2000-1.

CROSBY, I. B. Portland’s Asset Forfeiture Program: The Effectiveness of Vehicle Seizure in Reducing Rearrest among ‘Problem’ Drunk Drivers, Reed College Public Policy Workshop et Ville de Portland, Bureau of Police Asset Forfeiture Unit, 1996.

DESAPRIYA, E., et coll. « Impact of Lowering the Legal Blood Alcohol Concentration Limit to 0.03 on Male, Female and Teenage Drivers Involved Alcohol-Related Crashes in Japan », International Journal of Injury Control and Safety Promotion, 2007, vol. 14, n° 3, p. 181–187.

DESHAPRIYA, E., et N. IWASE. « Are Lower Legal Blood Alcohol Limits and a Combination of Sanctions Desirable in Reducing Drunken Driver-Involved Traffic Fatalities and Traffic Accidents? », Accident, Analysis and Prevention, 1996, vol. 28, n° 6, p. 721–731.

DESHAPRIYA E., et N. IWASE. « Impact of the 1970 Legal BAC 0.05% Mg Percent Limit Legislation on Drunk-Driver-Involved Traffic Fatalities, Accidents, and DWI in Japan », Substance Use & Misuse, 1998, vol. 33, n° 14, p. 2757–2788.

DEYOUNG, D. J. An Evaluation of the General Deterrent Effect of Vehicle Impoundment on Suspended and Revoked Drivers in California, California Department of Motor Vehicles, 2000.

DEYOUNG, D. J. « An Evaluation of the Effectiveness of Alcohol Treatment, Driver License Actions and Jail Terms in Reducing Drunk Driving Recidivism in California », Addiction, 1997, vol. 92, n° 8, p. 989–997.

DEYOUNG, D. J. « An Evaluation of the Specific Deterrent Effects of Vehicle Impoundment on Suspended, Revoked, and Unlicensed Drivers in California », Accident, Analysis and Prevention, 1999, vol. 31, n° 1-2, p. 45–53.

151

DRUMMOND, D. Des services publics pour la population ontarienne : cap sur la viabilité et l’excellence (en ligne), Commission de la réforme des services publics de l’Ontario, Imprimeur de la Reine pour l’Ontario, Toronto (Ontario), 2012. <http://www.fin.gov.on.ca/fr/reformcommission/index.html>.

ELDER, R. W., et coll. « Effectiveness of Ignition Interlocks for Preventing Alcohol-Impaired Driving and Alcohol-Related Crashes: A Community Guide Systematic Review », American Journal of Preventive Medicine, Task Force on Community Preventive Services, 2011, vol. 40, n° 3, p. 362–376, doi:10.1016/j.amepre.2010.11.012, 2011.

FELL, J. C., et R. B. VOAS. « The Effectiveness of a 0.05% Blood Alcohol Concentration (BAC) Limit for Driving in the United States », Addiction, 2014, vol. 109, n° 6, p. 869–874.

FELL, J. C., et coll. « The Relationship of 16 Underage Drinking Laws to Reductions in Underage Drinking Drivers in Fatal Crashes in the United States », Annual Proceedings / Association for the Advancement of Automotive Medicine, 2007, vol. 51, p. 537–557.

FELL, J. C. et R. B. VOAS. « The Effectiveness of Reducing Illegal Blood Alcohol Concentration (BAC) Limits for Driving: Evidence for Lowering the Limit to .05 BAC », Journal of Safety Research, 2006, vol. 37, n° 3, p. 233–243, doi:10.1016/j.jsr.2005.07.006.

FERGUSON, S. A. « Alcohol-Impaired Driving in the United States: Contributors to the Problem and Effective Countermeasures », Traffic Injury Prevention, 2012, vol. 13, n° 5, p. 427–441.

FERRARA, S. D., S. ZANCANER et R. GIORGETTI. « Low Blood Alcohol Concentrations and Driving Impairment », International Journal of Legal Medicine, 1994, vol. 106, n° 4, p. 169-177.

FLAM-ZALCMAN, R., et coll. « Evidence from Regression-Discontinuity Analyses for Beneficial Effects of a Criterion-Based Increase in Alcohol Treatment », International Journal of Methods in Psychiatric Research, 2012, vol. 22, n° 1, p. 59–70, doi:10.1002/mpr.1374.

FOON, A. E. « The Effectiveness of Drinking-Driving Treatment Programs: A Critical Review », The International Journal of the Addictions, 1988, vol. 23, n° 2, p. 151–174.

GAMBLE, S.A., et coll. « A Pilot Study of Interpersonal Psychotherapy for Alcohol-Dependent Women With Co-occurring Major Depression », Substance Abuse, 2013, vol. 34, n° 3, p. 233–241, doi:10.1080/08897077.2012.746950.

152

GRANT, D. « Dead On Arrival: Zero Tolerance Laws Don’t Work », Economic Inquiry, 2010, vol. 48, n° 3, p. 756–770.

HINGSON, R., T. HEEREN et M. WINTER. « Effects of Recent 0.08% Legal Blood Alcohol Limits on Fatal Crash Involvement », Injury Prevention, 2000, vol. 6, n° 2, p. 109–114.

HINGSON, R., T. HEEREN et M. WINTER. « Lower Legal Blood Alcohol Limits for Young Drivers », Public Health Reports, 1994, vol. 109, n° 6, p. 738–744.

HINGSON, R., T. HEEREN et M. WINTER. « Effects of Maine’s 0.05% Legal Blood Alcohol Level for Drivers with DWI Convictions », Public Health Reports, 1998, vol. 113, n° 5, p. 440–446.

HOLDEN, R. T. « Rehabilitative Sanctions for Drunk Driving: An Experimental Evaluation », Journal of Research in Crime and Delinquency, 1983, vol. 20, n° 1, p. 55–72, doi:10.1177/002242788302000105.

HOMEL, R. « Drink-Driving Law Enforcement and the Legal Blood Alcohol Limit in New South Wales », Accident, Analysis and Prevention, 1994, vol. 26, n° 2, p. 147–155.

HOWARD RESEARCH AND MANAGEMENT CONSULTING. Evaluation of the Alberta Administrative Licence Suspension Program (pdf), Rapport final, 2005. <http://www.transportation.alberta.ca/Content/docType47/Production/aalsevaluationfinalreport.pdf>.

KILLORAN, A., et coll. Review of Effectiveness of Laws Limiting Blood Alcohol Concentration Levels to Reduce Alcohol-Related Road Injuries and Deaths, Centre for Public Health Excellence NICE, 2010.

Klein, T. M. Changes in Alcohol-Involved Fatal Crashes Associated with Tougher State Alcohol Legislation, National Highway Traffic Safety Administration, 1989, DOT-HS-807-511.

LACEY, J. H, C. H. WILISZOWSKI et R. K. JONES. Zero Tolerance Laws for Youth: Four States’ Experience, National Highway Traffic Safety Administration, 2000, DOT- HS-809-053.

LEAF, W. A., et D. F. PREUSSER. Evaluation of Minnesota’s Vehicle Plate Impoundment Law for Impaired Drivers, National Highway Traffic Safety Administration, 2011, DOT-HS-811-351.

LEAL, N., et coll. « “There’s No Way in Hell I Would Pull up” : Deterrent and Other Effects of Vehicle Impoundment Laws for Hooning », dans GRZEBIETA, RAPHAEL et MCTIERNAN (Éditeurs). Proceedings of the 2009 Australasian Road Safety Research, Policing and Education Conference and the 2009 Intelligence

153

Speed Adaptation (ISA) Conference, Roads and Traffic Authority of New South Wales, Australie, Sydney Convention and Exhibition Centre, Sydney, 2009, p. 217-225.

LENTON, S., J. FETHERSTON et R. CERCARELLI. « Recidivist drink drivers’ self-reported reasons for driving whilst unlicensed – A qualitative analysis », Accident Analysis and Prevention, 2010, vol. 42, n° 2, p. 637-644.

LIU, Y.-C., et C. H. HO. « Effects of Different Blood Alcohol Concentrations and Post-Alcohol Impairment on Driving Behavior and Task Performance », Traffic Injury Prevention, 2010, vol. 11, n° 4, p. 334–341.

MALFETTI, J. L., et D. WINTER. Counseling Manual for Educational and Rehabilitative Programs for Persons Convicted of Driving While Intoxicated, Safety Research and Education Project, Teachers College, Columbia University, New York (New York), 1980.

MANN, R. E., et coll. « Rehabilitation for Convicted Drinking Drivers (second Offenders): Effects on Mortality », Journal of Studies on Alcohol, 1994, vol. 55, n° 3, p. 372–374.

MANN, R. E., et coll. « The Effects of Introducing or Lowering Legal per Se Blood Alcohol Limits for Driving: An International Review », Accident, Analysis and Prevention, 2001, vol. 33, n° 5, p. 569–583.

MANN, R. E., et coll. « Assessing Consequences of Alcohol and Drug Abuse in a Drinking Driving Population », Drugs: Education, Prevention, and Policy, 2006, vol. 13, n° 4, p. 313–326, doi:10.1080/09687630600624634.

MANN, R. E., et coll. « The Early Effects of Ontario’s Administrative Driver’s Licence Suspension Law on Driver Fatalities with a BAC > 80 Mg% », Canadian Journal of Public Health = Revue canadienne de santé publique, 2002a, vol. 93, n° 3, p. 176–180.

MANN, R. E., et coll. « Changing Drinking-and-Driving Behaviour: The Effects of Ontario’s Administrative Driver’s Licence Suspension Law », Canadian Medical Association Journal, 2000, vol. 162, n° 8, p. 1141-1142.

MANN, R. E., et coll. « The Early Effects of Ontario’s Administrative Driver’s Licence Suspension Law on Driver Fatalities with a BAC > 80 Mg% », Canadian Journal of Public Health = Revue canadienne de santé publique, 2002 b, vol. 93, n° 3, p. 176–180.

MANN, R. E., E. VINGILIS et S. L. STEWART.« Programmes to Change Individual Behaviour: Education and Rehabilitation in the Prevention of Drinking and Driving », University of Chicago Press, Chicago (Illinois), 1988, vol. Ill, p. 248–269.

154

Marques, P. R., S. A. TIPPETTS et R. B. VOAS. « Comparative and Joint Prediction of DUI Recidivism from Alcohol Ignition Interlock and Driver Records », Journal of Studies on Alcohol and Drugs, 2003, vol. 64, n° 1, p. 83–92.

MARQUES, P. R., et coll. Evaluation of the New Mexico Ignition Interlock Program, National Highway Traffic Safety Administration, 2010, n° 401.

MARTIN, S. et S. ANDREASSON. « Zero Tolerance Laws: Effective Public Policy? », Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 1996, vol. 20, suppl. 8, p. 147a–150a, doi:10.1111/j.1530-0277.1996.tb01765.x.

MATHIJSSEN, M. P. M. « Drink Driving Policy and Road Safety in the Netherlands: A Retrospective Analysis », Transportation Research Part E: Logistics and Transportation Review, Road Safety, Alcohol and Public Policy, 2005, vol. 41, n° 5, p. 395–408.

MCCARTT, A. T, et coll. « Washington State’s Alcohol Ignition Interlock Law: Effects on Recidivism among First-Time DUI Offenders », Traffic Injury Prevention, 2013, vol. 14, n° 3, p. 215–229, doi:10.1080/15389588.2012.708885.

MOORE, K., et coll. « Cognitive Therapy Treatment Program for Repeat DUI Offenders », Journal of Criminal Justice, 2008, vol. 36, n° 6, p. 7539–7545.

MORSE, B. J., et D. S. ELLIOTT. Hamilton County Drinking and Driving Study. Interlock Evaluation: Two Year Findings, University of Colorado Institute of Behavioral Science, Boulder (Colorado), 1992.

NICHOLS, J. L., et H. L. ROSS. « Effectiveness of Legal Sanctions in Dealing with Drinking Drivers », Alcohol, Drugs and Driving, 1990, vol. 6, n° 2, p. 33–60.

NOCHAJSKI, T. H., et P. R. STASIEWICZ. « DWI Offenders, Antisocial Personality and Motivational Interviewing », Alcoholism: Clinical and experimental research, 2002, vol. 26, p. 212.

ONTARIO. MINISTÈRE DES TRANSPORTS. Rapport annuel sur la sécurité routière en Ontario, Bureau de la recherche en matière de sécurité routière, 2006.

ONTARIO. MINISTÈRE DES TRANSPORTS. Rapport annuel sur la sécurité routière en Ontario (pdf), ISSN #1710-2480, Bureau de la recherche en matière de sécurité routière, 2012. <http://www.mto.gov.on.ca/english/publications/pdfs/ontario-road-safety-annual-report-2012.pdf>.

PECK, R., et R. B. VOAS. « Forfeiture Programs in California: Why so Few? », Journal of Safety Research, 2002, vol. 33, n° 2, p. 245–258.

PHILLIPS, D. P. et K. M. BREWER. « The Relationship between Serious Injury and Blood Alcohol Concentration (BAC) in Fatal Motor Vehicle Accidents: BAC =

155

0.01% Is Associated with Significantly More Dangerous Accidents than BAC = 0.00% », Addiction, 2011, vol. 106, n° 9, p. 1614–1622.

RAUB, R. A., R. E. LUCKE et R. I. WARK. « Breath Alcohol Ignition Interlock Devices: Controlling the Recidivist », Traffic Injury Prevention, janvier 2003, vol. 4, suppl. 1, p. 28–34, doi:10.1080/1538-950391915786.

ROBERTSON, A. A., et coll. « Mississippi’s DUI Offender Intervention: 40 Years of Programming and Research », Journal of Offender Rehabilitation, 2013, vol. 52, n° 2, p. 138–155, doi:10.1080/10509674.2012.752775.

ROBERTSON, R., E. HOLMES et W. VANLAAR. The Implementation of Alcohol Interlocks for First Offenders: A Case Study, Traffic Injury Research Foundation, 2010.

ROOTMAN, D. B., et coll. « Predictors of completion status in a remedial program for male convicted drinking drivers », Journal of Studies on Alcohol and Drugs, 2005, vol. 66, n° 3, p. 423-427.

ROSS, H. L. « Brewers View Drunk Driving: A Critique », Accident; Analysis and Prevention, 1987, vol. 19, n° 6, p. 475–477.

ROSS, H. L., et P. GONZALES. « Effects of License Revocation on Drunk-Driving Offenders », Accident; Analysis and Prevention, 1988, vol. 20, n° 5, p. 379–391.

STATISTIQUE CANADA. Enquête nationale auprès des ménages, 2011.

STODUTO, G., et coll. « Impact of Ontario’s Remedial Program for Drivers Convicted of Drinking and Driving on Substance Use and Problems », Canadian Journal of Criminology and Criminal Justice, 2014, vol. 56, n° 2, p. 201–217.

STREFF, F. M., et M. L. HOPP. Evaluation of Michigan’s under Age 21 Zero-Tolerance Alcohol-Impaired Driving Law, The University of Michigan Transportation Research Institute, 1997, UMTRI-97-50.

SWENSON, P. R. et T. R. CLAY. An Analysis of Drinker Diagnosis, Referral and Rehabilitation Activity, Alcohol Safety Action Project, Phoenix (Arizona), 1977, DOT-HS-052-1-968.

SWENSON, P. R., et coll. « Results of a Longitudinal Evaluation of Court-Mandated DWI Treatment Programs in Phoenix, Arizona », Journal of Studies on Alcohol, 1981, vol. 42, n° 7, p. 642–653.

TIPPETTS, A. S., et coll. « A Meta-Analysis of .08 BAC Laws in 19 Jurisdictions in the United States », Accident, Analysis and Prevention, 2005, vol. 37, n° 1, p. 149–161.

156

VANLAAR, W., M. MAINEGRA HING et R. ROBERTSON. Nova Scotia Alcohol Ignition Interlock Program: Outcome Evaluation, Traffic Injury Research Foundation, 2015.

VINGILIS, E., et coll. « An Evaluation of the Deterrent Impact of Ontario’s 12-Hour Licence Suspension Law » Accident Analysis & Prevention, 1988, vol. 20, n° 1, p. 9–17, doi:10.1016/0001-4575(88)90010-3.

VOAS, R. B., et coll. « Evaluation of a Program to Motivate Impaired Driving Offenders to Install Ignition Interlocks », Annual Proceedings / Association for the Advancement of Automotive Medicine, Association for the Advancement of Automotive Medicine, 2001, vol. 45, p. 303–316.

VOAS, R. B., et coll. « The Alberta Interlock Program: The Evaluation of a Province-Wide Program on DUI Recidivism », Addiction, 1999, vol. 94, n° 12, p. 1849–1859.

VOAS, R. B., A. S. TIPPETTS et E. TAYLOR. « Temporary Vehicle Impoundment in Ohio: A Replication and Confirmation », Accident, Analysis and Prevention, 1998, vol. 30, n° 5, p. 651–655.

VOAS, R. B., et coll. « Controlling Impaired Driving through Vehicle Programs: An Overview », Traffic Injury Prevention, 2004, vol. 5, n° 3, p. 292–298.

VOAS, R. B., J. E. LANGE et A. S. TIPPETTS. « Enforcement of the Zero Tolerance Law in California: A Missed Opportunity? », Annual Proceedings, Association for the Advancement of Automotive Medicine, 1998, vol. 42, p. 369–383.

VOAS, R. B., A. S. TIPPETTS et M. GROSZ. « Administrative Reinstatement Interlock Programs: Florida, a 10-Year Study », Alcoholism, Clinical and Experimental Research, 2013, vol. 37, n° 7, p. 1243–1251, doi:10.1111/acer.12078.

VOAS, R. B., A. S. TIPPETTS et J. C. FELL. « Assessing the Effectiveness of Minimum Legal Drinking Age and Zero Tolerance Laws in the United States », Accident; Analysis and Prevention, 2003, vol. 35, n° 4, p. 579–587.

VOAS, R. B., et coll. « Requiring Suspended Drunk Drivers to Install Alcohol Interlocks to Reinstate Their Licenses: Effective? », Addiction, 2010, vol. 105, n° 8, p. 1422–1428, doi:10.1111/j.1360-0443.2010.02987.x.

WAGENAAR, A. C., et coll. « Effects of Legal BAC Limits on Fatal Crash Involvement: Analyses of 28 States from 1976 through 2002 », Journal of Safety Research, 2007, vol. 38, n° 5, p. 493–499.

WATSON, B. C. « The Effectiveness of Drink Driving Licence Actions, Remedial Programs and Vehicle-Based Sanctions », 19th ARRB Research Conference (pdf), 1998, p. 66–87. <http://eprints.qut.edu.au/7320/1/7320_1.pdf>.

157

WELLS-PARKER, E., et coll. « Final Results from a Meta-Analysis of Remedial Interventions with Drink/drive Offenders », Addiction, 1995, vol. 90, n° 7, p. 907–926.

WELLS-PARKER, E., et coll. « Long-Term Effectiveness of Probation, Short-Term Intervention and LAI Administration for Reducing DUI Recidivism », Addiction, 1988, vol. 83, n° 4, p. 415–421, doi:10.1111/j.1360-0443.1988.tb00488.x.

WELLS-PARKER, E., et coll. « Negative Affect and Drinking Drivers: A Review and Conceptual Model Linking Dissonance, Efficacy and Negative Affect to Risk and Motivation for Change », Current Drug Abuse Reviews, 2009, vol. 2, n° 2, p. 115–126.

WHITEHEAD, P. C. « DWI Programs: Doing What’s in or Dodging What’s Indicated », Journal of Safety Research, 1975, vol. 7, p. 127-134.

WICKENS, C. M., et coll. « Estimating cumulative prevention benefits and costs averted by drinking driving policies between 1970 and 2006 in Ontario », Délibérations lors de la 23e Conférence canadienne multidisciplinaire sur la sécurité routière, Montréal (Québec), 2013.

WILLIAMS, A. F., K. WEINBERG et M. FIELDS. « Effectiveness of Administrative License Suspension Laws », Alcohol, Drugs and Driving, 1991, vol. 7, n° 1, p. 55–62.

WILLIAMS, A. F., S. A. FERGUSON et M. X. CAMMISA. Self-Reported Drinking and Driving Practices and Attitudes in Four Countries and Perceptions of Enforcement, Insurance Institute for Highway Safety, 2000.

WILLIS, C., S. LYBRAND et N. BELLAMY. « Alcohol Ignition Interlock Programmes for Reducing Drink Driving Recidivism (Review) », Cochrane Database of Systematic Reviews, 2004, vol. 3, CD004168.

WU, Q., et coll. « General Deterrence of Drinking and Driving: An Evaluation of the Effectiveness of Three Ontario Countermeasures », Int. J. Engineering Management and Economics, en impression [2015].

ZADOR, P.L., et coll. « Fatal Crash Involvement and Laws against Alcohol-Impaired Driving », Journal of Public Health Policy, 1989, vol. 10, n° 4, p. 467–485.

Évaluation des contremesures de l'ontario en matière de ... · cette publication hautement...

Documents