Annexe 3 - Analyse comparative supplémentaire des données relatives au recours à la force et aux accusations transmises par le SPT

 

 

Scot Wortley et Ayobami Laniyonu

Centre de criminologie et d’études sociolégales

Université de Toronto

Préparé pour la Commission ontarienne des droits de la personne

Novembre 2022

 

Introduction

Le présent document constitue un rapport complémentaire au rapport Un impact disparate publié par la Commission ontarienne des droits de la personne dans le cadre de leur enquête sur le racisme envers les personnes noires au sein du service de police de Toronto (SPT). Ce rapport complémentaire présente des données qui n’étaient pas disponibles lors de la préparation du rapport Un impact disparate : (https://www.ohrc.on.ca/sites/default/files/Use%20of%20force%20by%20the%20Toronto%20Police%20Service%20Final%20report.pdf#overlay-context=en/disparate-impact-second-interim-report-inquiry-racial-profiling-and-racial-discrimination-black — en anglais seulement).

• La partie A de ce rapport complémentaire compare les incidents impliquant le recours à la force par la police aux données relatives aux arrestations et aux contrôles de routine fondés sur la race;
• La partie B présente une analyse multivariée permettant de prédire les incidents impliquant le recours à la force et qui intègre les différences raciales dans les arrestations et les interactions avec la police;
• La partie C du rapport établit une comparaison entre les accusations pour des infractions de la route « hors de vue » et les estimations de la population de conducteur(-trice)s de Toronto;
• La partie D du rapport compare les accusations d’omission de se conformer avec les statistiques sur les arrestations effectuées par le SPT;
• Enfin, en pièce jointe se trouve une annexe méthodologique qui explique plus en détail les analyses multivariées réalisées dans le rapport original sur le recours à la force[1].

 

PARTIE A : Analyse comparative supplémentaire du recours à la force

Notre rapport initial sur le recours à la force (Wortley, Laniyonu et Laming, 2020) a révélé que, comparativement à leur présence dans la population générale, les personnes noires sont largement surreprésentées dans les cas de recours à la force qui impliquent le service de police de Toronto (SPT). En effet, nous avons constaté que cette surreprésentation concerne à la fois les cas de recours à la force ayant entraîné la mort de civil(e)s ou des blessures graves (comme en témoignent les enquêtes de l’UES) et les cas de recours à la force de faible intensité n’ayant pas entraîné de blessure qui justifierait un examen par l’UES (mesurés par une analyse des données tirées des rapports sur les blessures du SPT et des rapports généraux d’incidents)[2].

L’analyse comparative des données tirées de la population générale rend compte de l’impact global du recours à la force par la police sur les communautés racialisées. Certaines personnes soutiennent que la comparaison des données provenant des personnes d’origines raciales différentes avec celles de la population générale permet d’établir la probabilité que ces personnes soient amenées à interagir avec la police ou soient victimes d’un cas de recours à la force par la police. De plus en plus de chercheur(-euse)s reconnaissent que l’analyse comparative de données tirées du recensement constitue une première étape clé dans le processus de recherche, et qu’elle permet de documenter de façon efficace la mesure dans laquelle les groupes raciaux expérimentent différents types d’interactions avec la police. Par exemple, une étude récente du Home Office a conclu que : « Lorsqu’elles proviennent d’une zone géographique suffisamment large, les statistiques fondées sur les populations résidentes nous donnent une indication importante de la fréquence à laquelle les membres d’autres communautés ethniques sont interpellés et fouillés dans cette zone [traduction] » (MVA et Miller, 2000, p. 84). De même, Riley et ses collègues (2009, pp. 26-27) concluent que « les comparaisons fondées sur la population résidente conservent leur importance parce qu’elles illustrent l’expérience des différents groupes ethniques sans égard aux raisons pouvant expliquer les disparités. La disproportionnalité constitue un problème crucial pour le service de police parce que les preuves montrent que les pratiques policières négatives peuvent nuire à la confiance du public et parce que pour un individu, le fait d’être interpellé et fouillé a été associé à des niveaux moins élevés de satisfaction envers les services de police [traduction]. » Miller (2010) a également fait valoir que l’analyse comparative des données tirées du recensement est probablement la meilleure méthode pour documenter les disparités raciales au fil du temps (voir Miller, 2010). Benjamin Bowling et Coretta Phillips (2007) sont du même avis. En effet, après voir réalisé un examen des différentes stratégies d’analyse comparative utilisées dans la recherche sur le profilage racial, ces éminent(e)s chercheur(-euse)s britanniques ont conclu que :

À notre avis, la mesure la plus rigoureuse de la disproportion dans le recours aux pouvoirs d’interpellation et de fouille de la police, et celle qui repose sur le moins d’hypothèses, est le taux d’interpellation et de fouille par habitant […]. La question de la disponibilité ne constitue pas un argument en réponse à l’accusation selon laquelle les pratiques courantes ont un impact disproportionné sur les membres de groupes minoritaires; incitant ainsi le rapport The Stephen Lawrence Inquiry à qualifier le tout de « racisme institutionnel ». Le point le plus important est que le taux par habitant fournit, par définition, une estimation de l’expérience vécue par le groupe de population. Ainsi, dans un contexte géographique étendu comme celui du district de la police métropolitaine de Londres, ou de la police d’Angleterre et du pays de Galles réunies, les statistiques fondées sur les populations résidentes fournissent un indicateur important de la fréquence à laquelle les membres de différentes communautés ethniques sont effectivement interpellés et fouillés dans cette région. Comme l’ont dit sans détour les chercheur(-euse)s du Home Office, les taux d’interpellation et de fouille par habitant montrent clairement que le fait d’être une personne noire signifie être plus souvent interpellée [traduction] (Bowling et Phillips, 2007, pp. 952-953).

Nous croyons fermement qu’en ce qui a trait aux interpellations et aux fouilles policières, la logique utilisée pour justifier l’analyse comparative des données tirées du recensement peut être appliquée aux études sur le recours à la force par la police. Cependant, nous reconnaissons également que, bien que l’analyse comparative des données provenant de la population générale puisse mettre en évidence la surreprésentation ou la sous-représentation des personnes racialisées dans les statistiques sur le recours à la force, celles-ci n’expliquent pas complètement les disparités raciales. En d’autres termes, l’analyse comparative des données tirées de la population générale n’est pas la seule méthode qui permette de déterminer la « population à risque » d’être victime d’un recours à la force par la police. On pourrait faire valoir, par exemple, que les groupes raciaux ayant de nombreuses interactions avec la police sont plus à risque d’être victimes de violence policière que ceux qui en ont peu. On pourrait également énoncer que les personnes qui ont enfreint la loi — et qui sont visées par une arrestation — courent un risque particulièrement élevé de subir un recours à la force par la police. De plus, on a soutenu que les individus présentant des comportements délinquants à caractère violent (p. ex., ceux qui sont impliqués dans des arrestations pour crime violent) sont plus susceptibles de faire preuve de « résistance » avec la police, ce qui augmente les risques qu’ils soient exposés à des incidents de recours à la force par la police (voir Tregle, Nix et Alpert, 2019). C’est donc en gardant ces arguments à l’esprit que, dans cette section, nous élargissons notre analyse comparative initiale des données tirées de la population générale grâce à des points de repère qui documentent les différences raciales lors des interactions avec la police (contrôles de routine) et des arrestations.

À notre connaissance, au cours de la période à l’étude (du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017), le SPT n’a pas recueilli ni diffusé de données documentant les différences raciales lors des interactions avec la police. Par exemple, le SPT n’a pas publié de données sur les différences raciales en ce qui concerne les contrôles routiers, les contrôles piétonniers ou les appels de service. Ainsi, nous avons décidé d’utiliser les données relatives aux contrôles de routine du SPT recueillies entre 2008 et 2013 pour estimer les différences raciales dans les interactions avec la police[3].

Pendant l’élaboration de notre rapport initial, nous ne savions pas si le SPT avait compilé des statistiques sur la race et la criminalité ou s’il était disposé à le faire. Toutefois, à la suite de la publication de rapport Un impact disparate, la CODP a demandé au SPT des données relatives à l’origine raciale des personnes arrêtées et accusées de diverses infractions violentes et non violentes entre 2014 et 2017, et les a reçues.

Les données présentées dans le tableau A1 révèlent que les personnes noires sont largement surreprésentées dans les contrôles de routine et les interpellations du SPT. Bien qu’elles ne représentent que 8,8 % de la population générale de Toronto (selon le Recensement de 2016), les personnes noires ont été impliquées dans 22,8 % des contrôles de routine, 24,8 % des arrestations, 23,3 % des arrestations pour crime contre les biens, 27,6 % des arrestations pour crime violent, 38,6 % des arrestations pour voie de fait grave, 44,5 % des arrestations pour homicide, 42,3 % des arrestations pour tentative de meurtre et 51,6 % des arrestations pour des infractions en lien avec des armes à feu.

Il convient de noter que les arrestations pour violence grave sont assez rares. Par exemple, entre 2014 et 2017, le SPT a procédé à 110 218 arrestations parmi lesquelles seules 164 (0,1 %) concernaient des homicides. De même, sur l’ensemble des arrestations, seulement 0,2 % concernait des tentatives de meurtre, 0,8 % des voies de fait graves et 2,2 % des infractions en lien avec des armes à feu.

Le présent rapport complémentaire ne vise pas à fournir une explication approfondie de la surreprésentation des personnes noires dans les statistiques sur les arrestations. Toutefois, comme nous l’avons mentionné dans notre rapport précédent, la plupart des criminologues conviennent qu’il s’agit probablement d’une combinaison de préjugés raciaux au sein du système de justice pénale et de taux plus élevés de délinquance « de rue » (voir Wortley et Jung, 2020). Les préjugés raciaux contribuent de différentes façons aux disparités raciales dans les statistiques sur les arrestations. D’abord, les personnes noires font souvent l’objet d’une surveillance policière plus étroite que les personnes blanches. Par exemple, de nombreuses études révèlent que les personnes noires sont largement surreprésentées lors des interpellations et les fouilles réalisées par la police. En raison des pratiques de surveillance policière discriminatoires, les personnes noires et autres personnes racialisées sont plus susceptibles d’être appréhendées — puis arrêtées — pour avoir enfreint la loi que les personnes blanches qui adoptent exactement le même comportement. La recherche indique également que, lorsqu’elles sont prises à commettre une activité illégale, les personnes noires sont plus susceptibles d’être accusées d’un crime par la police que de recevoir un avertissement ou se voir offrir de participer à des programmes de déjudiciarisation. Comme l’ont souligné Goff et ses collègues dans leur rapport intitulé The Science of Justice :

Malheureusement, il est impossible de prendre une mesure réelle de la criminalité au sein d’une population, et l’estimation la plus proche est problématique. Les données sur les arrestations, qui fournissent l’estimation la plus proche de l’activité criminelle au sein d’une population (sans observation directe), sont compromises par la nature même des individus qui procèdent aux arrestations. C’est-à-dire que, parce que c’est la police qui arrête les gens et que nous craignons que la police agisse de manière partiale lorsqu’elle a recours à la force, il est fort probable que les données sur les arrestations soient biaisées de la même façon que les données sur le recours à la force. L’analyse comparative des données sur le recours à la force durant une arrestation sous-estime probablement le niveau de biais qu’on retrouve dans le recours à la force par la police [traduction] (Goff et coll., 2016, p. 5). 

Néanmoins, nous ne pouvons écarter la possibilité qu’une partie des disparités raciales en matière de recours à la force soit liée aux différences raciales dans le comportement délinquant. Comme le démontre l’enquête ontarienne Roots of Youth Violence Inquiry (McMurtry et Curling, 2008), les taux plus élevés de délinquance chez la population canadienne noire et autochtone peuvent être attribués au colonialisme et à l’institution de l’esclavage. Ces processus historiques ont entraîné un racisme systémique, un traumatisme multigénérationnel et une inégalité raciale contemporaine. Par conséquent, la population canadienne noire est plus susceptible de vivre dans des collectivités défavorisées et de subir les impacts du chômage, de la pauvreté, d’un capital social limité, de l’aliénation sociale et du désespoir. Un grand nombre de recherches en criminologie révèle que ces facteurs sont étroitement liés à la criminalité. Il est également important de noter que, bien que les personnes noires puissent être statistiquement surreprésentées dans certaines catégories de crimes du SPT — y compris la violence armée — la grande majorité des personnes noires respectent les lois. Malgré le spectre du racisme et de l’inégalité, la plupart des personnes noires font preuve de résilience et n’enfreignent jamais la loi. Cette majorité ne mérite pas de faire l’objet d’un profilage basé sur les actions d’un petit nombre de délinquant(e)s noir(e)s. Nous reviendrons sur cette question à la fin de cette section.

 

Mesure de la représentation noire dans les incidents impliquant le recours à la force par le SPT

Conformément à la stratégie utilisée dans nos rapports précédents, les rapports de cotes ont été mesurés à l’aide de différents groupes de référence pour déterminer la représentation des personnes noires dans les cas de recours à la force par le SPT. Les rapports de cotes ont été calculés en divisant le pourcentage de tous les cas de recours à la force impliquant des personnes noires par leur représentation en pourcentage dans chaque critère. Un rapport de cotes se rapprochant de 1,00 indique que les personnes noires ne sont ni surreprésentées ni sous-représentées dans les cas de recours à la force. Un rapport de cotes inférieur à 1,00 révèle que les personnes noires sont sous-représentées dans les incidents impliquant le recours à la force. Un rapport de cotes supérieur à 1,00 signale que les personnes noires sont surreprésentées dans les cas de recours à la force. Par exemple, un rapport de cotes de 2,00 indiquerait que les personnes noires sont deux fois plus impliquées dans les cas de recours à la force par le SPT que dans le groupe de référence à l’étude. En revanche, un rapport de cotes de 0,50 signifierait que les personnes noires sont 50 % moins représentées dans les cas de recours à la force que ce que le laisserait présager leur représentation au sein de la population de référence.

Comme nous l’avons mentionné dans notre rapport précédent, il n’existe pas de niveau établi pour déterminer si la disproportion raciale (sous-représentation ou surreprésentation d’un groupe racial donné par rapport à un résultat social spécifique) doit susciter l’inquiétude. Toutefois, aux fins de la présente étude, nous avons utilisé un seuil relativement élevé de 50 %. En d’autres termes, pour la présente analyse, nous utiliserons un rapport de cotes de 1,50 ou plus pour déterminer si la surreprésentation des personnes noires dans les cas de recours à la force par le SPT est significative ou non. Nous discuterons parfois de la notion de disparité raciale « considérable » (notamment en utilisant le terme « largement »). Aux fins du présent rapport, il existe une disparité raciale considérable lorsque le niveau de surreprésentation est de 200 % ou plus (comme le révèle un rapport de cotes de 3,00 ou plus).

 

Résultats

Comme indiqué dans nos rapports précédents, les données présentées dans le tableau A2 démontrent que, comparativement à leur présence dans la population générale de Toronto, les personnes noires sont fortement surreprésentées dans les cas de recours à la force du SPT documentés entre le 1^er janvier 2013 et le 30 juin 2017[4]. Par exemple, comparativement à leur présence dans la population générale, les personnes noires sont 3,27 fois plus susceptibles d’être impliquées dans une enquête de l’UES sur le recours à la force, 4,09 fois dans une enquête de l’UES sur des coups de feu, 4,42 fois dans un cas de recours à la force de faible intensité, 6,99 fois dans un car de recours à la force par le SPT ayant entraîné la mort de civil(e)s, et 7,95 fois dans un décès lié à des coups de feu du SPT (voir le tableau A2 ci-dessous).

Nous avons ensuite comparé les incidents impliquant le recours à la force aux contrôles de routine réalisés par le SPT entre 2008 et 2013. Cette autre méthode d’analyse comparative révèle que les personnes noires demeurent surreprésentées dans les statistiques sur le recours à la force par le SPT. En effet, les personnes noires sont largement surreprésentées dans les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité (rapport de cotes = 1,71), les enquêtes de l’UES sur les coups de feu (rapport de cotes = 1,58) et les incidents impliquant le recours à la force par le SPT ayant entraîné la mort de civil(e)s (rapport de cotes = 2,69). En outre, en utilisant les contrôles de routine comme point de repère, on constate que les personnes noires sont encore largement surreprésentées dans les décès causés par des coups de feu du SPT (rapport de cotes = 3,07). Il importe toutefois de souligner qu’un utilisant les contrôles de routine comme points de repère, nous avons obtenu des ratios de cotes inférieurs à ceux de la population générale. Cette constatation suggère que des taux plus élevés d’interactions avec la police peuvent contribuer à expliquer la surreprésentation des personnes noires dans les statistiques sur le recours à la force par le SPT. Ces résultats concordent également avec d’autres conclusions du rapport qui suggèrent que, comparativement aux cas impliquant des personnes blanches, les incidents comportant un recours à la force à l’endroit d’une personne noire sont plus susceptibles d’impliquer des pratiques policières proactives (p. ex., des contrôles routiers). Dans l’ensemble, ces conclusions coïncident avec l’argument selon lequel le profilage racial contribue à la surreprésentation des personnes noires dans les incidents impliquant le recours à la force en augmentant le nombre d’interactions négatives et involontaires entre la police et les résident(e)s noir(e)s. En effet, plus le nombre d’interactions négatives et involontaires est élevé, plus la probabilité que certains cas se transforment en incident impliquant le recours à la force par la police augmente.

Nous avons ensuite comparé les cas de recours à la force par le SPT aux statistiques d’arrestations du SPT. Comme pour les contrôles de routine, cette méthode d’analyse comparative produit des rapports de cotes plus faibles que les points de repère de la population générale. Cependant, même lorsque le critère des arrestations est utilisé, les personnes noires demeurent largement surreprésentées dans les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité (rapport de cotes = 1,57), les enquêtes de l’UES sur les décès (rapport de cotes = 2,48) et les décès par balle causés par le SPT (rapport de cotes = 2,82). Les personnes noires sont également surreprésentées en ce qui concerne les fusillades du SPT (rapport de cotes = 1,45) et les enquêtes sur le recours à la force de l’UES (rapport de cotes = 1,16), mais le rapport de cotes est inférieur au seuil critique de 1,50 utilisé dans la présente étude. Dans l’ensemble, la surreprésentation des personnes noires dans les statistiques d’arrestation du SPT ne peut expliquer celle que l’on retrouve dans les incidents impliquant le recours à la force par le SPT.

Par la suite, les incidents impliquant le recours à la force par le SPT ont été comparés aux arrestations du SPT pour crime contre les biens. Les résultats sont très similaires à ceux obtenus avec le critère des arrestations totales. L’utilisation du critère des crimes contre les biens révèle une surreprésentation considérable des personnes noires dans les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité (rapport de cotes = 1,67), les enquêtes de l’UES sur les coups de feu (rapport de cotes = 1,54), les enquêtes de l’UES sur les décès (rapport de cotes = 2,64) et les décès par balle causés par le SPT (rapport de cotes = 3,00). Toutefois, la surreprésentation des personnes noires dans les enquêtes de l’UES sur le recours à la force est inférieure au seuil critique de 1,50 établi pour la présente étude.

Suivant l’exemple récent de chercheur(-euse)s américain(e)s (Tregle et coll., 2019), nous avons ensuite comparé les incidents impliquant le recours à la force par le SPT aux arrestations du SPT pour crime violent. Il convient de noter que lorsque Tregle et ses collègues (2019) ont comparé les fusillades mortelles impliquant des agent(e)s américain(e)s avec les arrestations pour crime violent aux États-Unis, l’équipe a constaté que les citoyen(ne)s noir(e)s étaient moins susceptibles d’être abattu(e)s par la police que leurs homologues blanc(he)s. Ce n’est pas le cas avec le SPT. En effet, en utilisant les arrestations pour crime violent du SPT comme point de repère, on constate que les personnes noires demeurent 2,23 fois plus susceptibles d’être impliquées dans un incident mortel impliquant le recours à la force par le SPT et 2,54 fois plus susceptibles d’être impliquées dans une fusillade mortelle impliquant un(e) agent(e) de police[5]. De plus, en utilisant les arrestations pour crime violent comme point de repère, on observe que les personnes noires sont également surreprésentées dans les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité par le SPT (rapport de cotes = 1,41) et les enquêtes de l’UES sur des coups de feu (rapport de cotes = 1,30). Cependant, ces rapports de cotes n’atteignent pas le seuil critique de 1,50 établi pour cette étude.

Même lorsque les arrestations pour violence « grave » sont utilisées comme critère, les personnes noires affichent une surreprésentation considérable dans les fusillades mortelles du SPT. Par exemple, lorsque le critère des arrestations pour voie de fait grave est utilisé, les personnes noires sont encore 1,81 fois plus susceptibles d’être impliquées dans une fusillade mortelle impliquant un(e) agent(e) de police. Lorsque nous utilisons le critère des arrestations pour tentative de meurtre, les personnes noires demeurent 1,65 fois plus susceptibles d’être abattues par un(e) agent(e) du SPT. Enfin, le critère des arrestations pour homicide démontre que les personnes noires sont 1,57 fois plus susceptibles d’être atteintes par des coups de feu mortels de la part de la police.

Le seul point de repère pour lequel la surreprésentation des personnes noires ne se révèle pas considérable concerne les arrestations pour des infractions liées aux armes à feu (voir le tableau A2). En utilisant ce critère, on constate que les personnes noires ne sont que 1,36 fois plus susceptibles d’être impliquées dans une fusillade mortelle du SPT. Ce rapport de cotes est inférieur au seuil critique de 1,50 établi pour cette étude. De plus, le critère des arrestations liées aux armes à feu révèle que les personnes noires sont sous-représentées, tant dans les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité (rapport de cotes = 0,75) que dans les enquêtes de l’UES sur le recours à la force (rapport de cotes = 0,55).

Il convient de souligner qu’en raison du très petit nombre de cas de « violence grave », l’utilisation de ce critère pour évaluer les incidents impliquant le recours à la force peut se révéler problématique sur le plan statistique. Par exemple, entre 2014 et 2017, le SPT n’a procédé qu’à 164 arrestations pour homicide (41 par année), 281 arrestations pour tentative de meurtre (70 par année), 911 arrestations pour voie de fait grave (228 par année) et 2 469 arrestations pour des infractions liées aux armes à feu (617 par année). En revanche, au cours de cette même période, le SPT a procédé à un total de 110 218 arrestations (27 554 par année), dont 43 245 pour crime violent (10 811 par année). D’après ces chiffres, les points de repère relatifs aux arrestations totales et aux arrestations pour crime violent sont probablement beaucoup plus stables que ceux en lien avec la « violence grave » (c.-à-d. les homicides, les tentatives de meurtre, les voies de fait graves et les infractions liées aux armes à feu).

 

Contexte et mise en garde

L’analyse présentée ci-dessus révèle que les pratiques en matière d’analyse comparative des contrôles de routine et des arrestations réduisent — sans les éliminer — la surreprésentation des personnes noires dans les incidents impliquant le recours à la force par le SPT. En d’autres termes, même en tenant compte de la proportion d’arrestations de suspect(e)s noir(e)s, les personnes noires restent largement surreprésentées dans les incidents impliquant le recours à la force par le SPT, y compris les coups de feu tirés par la police et les décès par balle. Nous sommes d’avis que ces constatations fournissent une preuve supplémentaire que les préjugés raciaux contribuent aux disparités raciales dans le recours à la force par le SPT. Comme l’ont déclaré Goff et ses collègues :

Toutefois, si un service devait démontrer des disparités raciales dans l’application de la force même en contrôlant les taux d’arrestation, cela justifierait de s’y arrêter. Si cette tendance se maintenait dans différents services, elle jetterait également le doute sur l’idée que les disparités au sein des comportements criminels expliquent les disparités en matière de recours à la force. Dans cette optique, l’analyse comparative des taux de recours à la force par la police durant les arrestations peut s’avérer un exercice avantageusement conservateur (sujet à de faux négatifs, le cas échéant) quant à la présence de préjugés au sein du service malgré le problème de l’endogénéité.

Néanmoins, les résultats révèlent également que plus la catégorie des arrestations est grave, moins la surreprésentation des personnes noires est importante. Certaines personnes pourraient interpréter ces conclusions comme une « preuve » que c’est un « comportement criminel grave » et non la race qui explique pourquoi les personnes noires sont plus susceptibles d’être impliquées dans des cas de recours à la force par le SPT. Une telle interprétation des données ne doit être envisagée qu’avec grande prudence. En effet, au niveau agrégé, les associations entre les statistiques sur les arrestations et celles sur le recours à la force divergent de façon significative des renseignements fournis dans les dossiers individuels.

Par exemple, le fait que les personnes noires soient surreprésentées dans les statistiques d’arrestations du SPT peut être interprété à tort comme une preuve que les personnes noires qui sont impliquées dans des cas de recours à la force par la police possèdent un lourd casier judiciaire comprenant des crimes violents et sont donc « reconnues comme dangereuses » lors des interactions avec la police. Cependant, entre 2013 et 2017, 55,6 % des personnes noires impliquées dans les enquêtes de l’UES sur le recours à la force n’avaient aucun antécédent criminel. De plus, le fait que les personnes noires soient surreprésentées dans les arrestations liées à des armes à feu peut donner l’impression que les personnes noires impliquées dans les cas de recours à la force par le SPT étaient généralement en possession d’une arme à feu au moment de l’incident, mais ce n’est pas le cas. En effet, les données indiquent qu’entre 2013 et 2017, les deux tiers des personnes noires concernées par des enquêtes de l’UES n’étaient pas armées lors de l’incident impliquant le recours à la force. Seulement 8,3 % d’entre elles étaient en possession d’une arme à feu. Une analyse plus approfondie révèle que, parmi les incidents impliquant le recours à la force par le SPT ayant été documentés par cette étude — y compris les cas de recours à la force de faible intensité —, très peu impliquaient une tentative d’arrestation pour une infraction grave avec violence, comme l’homicide, la tentative de meurtre, les voies de faits graves ou la possession d’armes à feu.

Comment expliquer le fait que, bien que les personnes noires soient surreprésentées dans les arrestations du SPT pour crimes violents, la plupart de personnes noires impliquées dans des cas de recours à la force par le SPT n’étaient pas armées au moment de l’incident et n’avaient pas de casier judiciaire? Il est possible que, même si la violence grave demeure assez rare à Toronto, les agent(e)s de police savent que les hommes noirs sont surreprésentés dans de tels cas. Cette prise de conscience peut découler de l’exposition à des statistiques relatives aux arrestations fondées sur la race, aux représentations négatives d’hommes noirs dans les médias, ou à la transmission de récits informels au sein de la sous-culture policière. La sensibilisation des agent(e)s à la surreprésentation des hommes noirs dans les crimes violents peut en amener certain(e)s à considérer toutes les personnes noires comme potentiellement dangereuses[6]. Par conséquent, les agent(e)s peuvent entretenir des craintes ou faire preuve d’hypervigilance dans leurs interactions avec la population noire. Cette peur ou cette hypervigilance peut amener certain(e)s agent(e)s à interpréter les incidents impliquant des personnes noires comme « plus dangereux » et justifiant donc le recours à la force. En résumé, les données appuient l’argument selon lequel les stéréotypes raciaux peuvent contribuer à expliquer la surreprésentation des personnes noires dans les incidents impliquant le recours à la force. Cet argument est également appuyé par l’analyse des données de 2020 sur le recours à la force réalisée par le service de police de Toronto. Cette analyse démontre en outre la surreprésentation des personnes noires dans les incidents impliquant le recours à la force par le SPT, et le fait que cette surreprésentation ne peut s’expliquer par d’autres facteurs comme l’âge, le sexe, la nature des interactions avec la police, les statistiques d’arrestation ou la possession d’armes. Par exemple, conformément à l’argument de la crainte et des stéréotypes fondés sur la race, l’analyse du SPT révèle qu’en 2020, ses agent(e)s étaient 2,3 fois plus susceptibles de pointer une arme à feu sur une personne noire non armée que sur une personne blanche non armée (service de police de Toronto, 2022).

Dans la section suivante de ce rapport complémentaire, nous poursuivons notre examen de la question en fournissant une analyse multivariée qui documente davantage l’association entre les caractéristiques relatives aux zones de patrouille, les statistiques d’arrestations fondées sur la race, les contrôles de routine et les incidents impliquant le recours à la force.

TABLEAU A1 : Représentation des personnes noires dans les contrôles de routine du SPT (2008-2013) et les statistiques sur les arrestations (2014-2017), par type de crime

Type de point de repère	Nombre total	Nombre impliquant des personnes noires	Pourcentage impliquant des personnes noires	Rapport de cotes
Contrôles de routine	2 026 258	461 468	22,8 %	2,59
Arrestations totales	110 218	27 314	24,8 %	2,82
Arrestations pour crime contre les biens	50 093	11 664	23,3 %	2,65
Arrestations pour crime violent	43 245	11 940	27,6 %	3,14
Arrestations pour voies de fait graves	911	352	38,6 %	4,39
Arrestations pour homicide	164	73	44,5 %	5,06
Arrestations pour tentative de meurtre	281	119	42,3 %	4,81
Arrestations pour des infractions liées aux armes à feu	2 469	1 275	51,6 %	5,87

 

TABLEAU A2 : Représentation des personnes noires dans les cas de recours à la force par le SPT entre 2013 et 2017,

par type de point de repère

Point de repère	Recours à la force de faible intensité	Enquêtes de l’UES sur le recours à la force	Enquêtes de l’UES sur les fusillades	Enquêtes de l’UES sur les décès	Enquêtes de l’UES sur les décès par balle
Population générale	4,42	3,27	4,09	6,99	7,95
Contrôles de routine (2008-2013)	1,71	1,26	1,58	2,69	3,07
Arrestations totales	1,57	1,16	1,45	2,48	2,82
Arrestations pour crime contre les biens	1,67	1,24	1,54	2,64	3,00
Arrestations pour crime violent	1,41	1,04	1,30	2,23	2,54
Arrestations pour voie de fait grave	0,99	0,66	0,93	1,59	1,81
Arrestations pour homicide	0,87	0,57	0,81	1,38	1,57
Arrestations pour tentative de meurtre	0,92	0,68	0,85	1,45	1,65
Arrestations pour des infractions liées aux armes à feu	0,75	0,55	0,70	1,19	1,36

 

PARTIE B : Analyses multivariées — points de repère supplémentaires

Les résultats de l’analyse multivariée présentée dans le rapport principal portaient sur la comparaison des incidents impliquant le recours à la force avec la prévalence de la population de chaque groupe racial dans les zones de patrouille du SPT. Comme il a été mentionné dans le rapport principal, ces modèles visaient principalement à déterminer si les disparités raciales observées dans les probabilités d’une personne d’être victime du recours à la force par la police persistaient après avoir contrôlé les effets indépendants des caractéristiques globales relatives aux zones de patrouille. Rappelons que les caractéristiques relatives aux zones de patrouille, comme les taux de crimes violents ou les taux de pauvreté, peuvent avoir une incidence sur les probabilités qu’une personne soit impliquée dans un cas de recours à la force (voir la section B du rapport principal). Comme nous l’avons expliqué dans la partie A du présent rapport complémentaire, ces analyses se fondaient sur des repères démographiques, qui rendent compte de l’incidence globale du recours à la force par la police sur les communautés racialisées.

Toutefois, les points de repère de la population générale peuvent, comme nous l’avons vu plus haut, ne pas mesurer parfaitement la population susceptible d’être victime du recours à la force par la police. Prenons l’exemple suivant. Supposons que, dans le cadre des politiques de la police, tous les enfants de moins de 12 ans — quelle que soit leur race — ne courent aucun risque d’être victime d’un recours à la force. Si les jeunes de moins de 12 ans représentent une plus grande proportion de la population noire que de la population blanche, les mesures de la disparité basées sur la population pour les personnes noires seront biaisées à la baisse ou sous-estimeront le risque pour une personne noire d’être victime d’un recours à la force. Cela s’explique par le fait que la population noire risquant d’être victime d’un recours à la force est moins importante que ce que suppose le point de repère, et que la force est davantage concentrée au sein des individus qui sont réellement exposés au risque. De même, si les personnes noires adoptent des comportements illégaux à des taux plus élevés que les personnes blanches — et attirent ainsi légitimement l’attention de la police —, alors les points de repère de disparité basés sur la population générale peuvent être biaisés à la hausse ou faire en sorte de surestimer les disparités raciales.

Puisque les données administratives de la police ne permettent pas de déterminer la population réelle susceptible d’être victime d’un cas de recours à la force par la police (voir KNOX, Lowe et Mummolo, 2019; KNOX et Mummolo, 2020), certaines personnes recommandent d’estimer les disparités en matière de recours à la force en se basant sur plusieurs points de repère potentiels (voir l’analyse dans la partie A). Encore une fois, les recherches antérieures portent sur trois méthodologies, soit les points de repère fondés sur la population générale, ceux fondés sur les interactions avec la police et ceux fondés sur les arrestations. Les mesures fondées sur les interactions comparent le recours à la force par la police aux taux d’interactions avec la police de différentes populations. Ces dernières sont généralement estimées au moyen de sondages réalisés auprès de la population générale, de rapports d’interactions avec la police (contrôle de routine) ou d’appels de service. Les mesures fondées sur la criminalité comparent les taux de recours à la force aux taux d’arrestation pour comportement criminel de différents groupes.

À ce stade, nous notons que les points de repère fondés sur les interactions et ceux fondés sur les arrestations peuvent sous-estimer les disparités raciales dans le recours à la force par la police (KNOX, Lowe et Mummolo, 2019). Comme nous l’avons vu, si les agent(e)s de police font preuve de discrimination dans leurs décisions d’interpeller, de fouiller ou d’arrêter un individu — par exemple, en interpellant ou en accusant de façon disproportionnée des personnes noires, ou en enquêtant plus souvent sur elles — cela augmentera la taille de la population noire jugée à risque d’être impliquée dans un cas de recours à la force par la police et réduira ainsi la probabilité estimée pour une personne noire d’être impliquée dans un cas de recours à la force. En d’autres termes, le biais racial aura pour effet de faire augmenter le dénominateur dans un rapport de risques estimé, biaisant ainsi à la baisse l’estimation du risque global. Un nombre considérable de documents (résumés dans le rapport principal) suggèrent que les pratiques d’interpellation et d’arrestation de la police canadienne sont teintées de préjugés raciaux, et donc que les mesures des disparités raciales fondées sur les interactions et les arrestations seront biaisées à la baisse. Comme nous l’avons mentionné, à Toronto, les personnes noires sont largement surreprésentées dans les contrôles de routine et les arrestations du SPT. Cette surreprésentation est presque certainement une conséquence, du moins en partie, des préjugés raciaux entretenus par les agent(e)s du SPT. Dans l’ensemble, cela signifie que l’analyse comparative des contrôles de routine et des arrestations devrait être considérée comme une estimation prudente des disparités raciales.

Cela dit, nous présentons ci-dessous les résultats d’une série de modèles binomiaux négatifs qui : 1) comparent les taux de recours à la force contre les personnes noires, les personnes blanches et les autres Torontois(es) avec les taux d’arrestation pour chaque groupe; 2) comparent les taux de recours à la force avec les taux d’interaction avec la police pour chaque groupe, tels que mesurés par les rapports de collecte d’informations sur le terrain (contrôles de routine)^[7]. Autrement dit, nous estimons si les taux de recours à la force sont disproportionnés par rapport aux taux d’arrestation ou d’interaction avec la police des membres de chaque groupe. Ces modèles tiennent également compte des caractéristiques des zones de patrouille qui peuvent avoir une incidence sur les risques qu’une personne soit impliquée dans un cas de recours à la force (voir la section B du rapport principal). Afin de tenir compte du rôle potentiel de la perception des agent(e)s de police quant au danger présent dans la zone de patrouille, la marginalisation économique, et la position désavantageuse ou le désordre social du quartier dans les risques pour une personne d’être impliquée dans un cas de recours à la force, nous prenons en considération les taux de crimes violents dans les zones de patrouille, le revenu médian des ménages et la proportion des ménages dirigés par une mère seule dans chaque zone de patrouille.

Dans l’ensemble, les résultats de cette analyse concordent avec ceux présentés dans le rapport principal. Toutefois, quelques mises en garde s’imposent. Nous constatons que la population torontoise noire demeure beaucoup plus susceptible d’être impliquée dans un cas de recours à la force que la population torontoise blanche, et que les autres minorités racialisées le sont moins que la population torontoise blanche, et ce, même lorsque les points de repères utilisés concernent les taux d’interaction avec la police et les taux d’arrestation propre à la race. L’estimation de ces modèles quant au risque relatif que la population torontoise noire soit impliquée dans un cas de recours à la force est toutefois plus faible que celle du rapport principal. De plus, nous n’avons soulevé aucune différence significative sur le plan statistique entre le risque encouru par la population torontoise noire et la population torontoise blanche d’être impliquée dans un cas de recours à la force à l’intérieur même du bassin de population des individus arrêtés pour crimes violents.

Nous analysons également séparément les disparités dans les cas de recours à la force qui donnent lieu à des enquêtes de l’UES et les cas de recours à la force de faible intensité. Ici, nous constatons que la population torontoise noire est plus susceptible d’être victime d’un cas de recours à la force de faible intensité lorsque les taux d’interaction avec la police et les taux d’arrestation propres à la race sont fixés comme points de repère. Le fait que la surreprésentation des personnes noires dans les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité persiste même lorsque nous employons ces deux points de repère — plus conservateurs — renforce notre conclusion que les personnes noires sont effectivement surreprésentées dans ce type de recours à la force. Les résultats des modèles portant spécifiquement sur les cas de recours à la force qui donnent lieu à des enquêtes de l’UES tendent à indiquer une disparité, mais une disparité qui n’atteint pas le seuil de signification statistique. Dans l’ensemble, les résultats présentés dans ce rapport complémentaire soulignent toujours l’implication injustifiée et disparate de la population torontoise noire dans les cas de recours à la force par le SPT.

 

Interactions avec la police

Les tableaux B1, B2 et B3 présentent les résultats des analyses qui comparent le recours à la force pour chaque groupe racial au nombre total d’interactions avec la police des membres de ce groupe racial. Bien que ces interactions ne soient pas nécessairement associées à un acte criminel et qu’elles ne conduisent pas toujours à une arrestation, elles peuvent servir de mesure pour les interactions avec la police. Nos estimations des interactions avec la police propres à la race proviennent des données tirées des rapports de collecte d’informations sur le terrain (FIR) du SPT, communément appelés « contrôles de routine », produits entre 2008 et 2013. Au moment de la rédaction du présent rapport, les interactions avec la police propres à la race après 2013 n’étaient pas disponibles. Cependant, les données collectées pendant cette période peuvent servir de mesure pour les taux d’interaction avec la police propres à la race entre 2014 et 2017 (voir l’analyse à la section A).

Comme dans le rapport principal, nous rapportons les résultats de notre modèle final — le modèle 5 — en tenant compte, simultanément, de plusieurs caractéristiques relatives à la zone de patrouille, y compris le taux de crimes violents (enregistré), le revenu médian du ménage (enregistré) et la proportion de ménages dirigés par une mère seule dans la zone de patrouille. Les résultats présentés dans le tableau B1 suggèrent qu’en considérant les taux d’interaction avec la police et le contrôle de ces caractéristiques relatives à la zone de patrouille, la population noire de Toronto est 1,59 fois plus susceptible d’être impliquée dans un cas de recours à la force donnant lieu à une enquête de l’UES que la population blanche de Toronto lorsque les interactions avec la police pour lesquelles un rapport de collecte d’informations sur le terrain du SPT est produit font office de points de repère ou de population à risque d’être victime d’un cas de recours à la force. Selon le même critère, les autres minorités racialisées semblent être légèrement moins exposées au risque d’être impliquées dans un tel incident, mais les résultats ne sont pas significatifs sur le plan statistique.

 Tableau B1 : Variables explicatives de l’ensemble des cas de recours à la force à Toronto par race et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec, comme point de repère, les interactions avec la police propres à la race

(du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,61 (1,31-1,96)	1,59 (1,29-1,91)	1,58 (1,30-1,92)	1,60 (1,30-1,95)	1,59 (1,30-1,94)
Autre minorité raciale	0,94 (0,74-1,19)	0,94 (0,75-1,17)	0,94 (0,75-1,17)	0,94 (0,75-1,19)	0,94 (0,75-1,17)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,78 (1,29-2,39)			1,60 (1,12-2,26)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,42 (0,19-0,87)		0,53 (0,19-1,53)
% des ménages dirigés par une mère seule				1,00 (0,97-1,03)	0,98 (0,94-1,01)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs pour les cas de recours à la force de faible intensité dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1. Les données sur les cas de recours à la force importante couvrent la période du 1er janvier 2013 au 30 juin 2017. Les données pour les cas de recours à la force de faible intensité couvrent la période du 1er juillet 2016 au 30 juin 2017.

Les tableaux B2 et B3 estiment respectivement les disparités raciales dans les dossiers de l’UES et les cas de recours à la force de faible intensité. Dans le tableau B2, bien que nous estimions que la population torontoise noire est plus susceptible d’être impliquée dans un cas de recours à la force que la population torontoise blanche lorsque les individus ayant eu des interactions avec la police font office de point de repère, les résultats ne sont pas significatifs sur le plan statistique. De même, en utilisant le même point de repère, nous n’observons pas de différence significative sur le plan statistique entre le risque que d’autres minorités racialisées soient victime d’un incident impliquant le recours à la force par rapport à la population torontoise blanche.

Tableau B2 : Variables explicatives des dossiers de l’UES à Toronto par race et

par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec, comme point de repère, les interactions propres à la race

(du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,26 (0,89-1,74)	1,23 (0,88-1,72)	1,24 (0,88-1,73)	1,28 (0,90-1,75)	1,28 (0,90-1,80)
Autre minorité raciale	0,94 (0,64-1,36)	0,94 (0,64-1,36)	0,93 (0,63-1,35)	0,94 (0,63-1,36)	0,95 (0,65-1,36)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,30 (0,95-1,80)			1,25 (0,86-1,87)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,86 (0,38-1,84)		0,76 (0,23-2,40)
% des ménages dirigés par une mère seule				0,98 (0,95-1,02)	0,97 (0,93-1,02)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs des dossiers de l’UES dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

En revanche, nous estimons dans le tableau B3 que la population torontoise noire est largement (1,71 fois) plus susceptible d’être victime d’un cas de recours à la force de faible intensité par la police lorsque la population qui entretient des interactions avec la police fait office de point de repère. Bien que nous estimons que les autres minorités racialisées sont légèrement moins à risque de subir un recours à force de faible intensité que la population torontoise blanche (toujours en utilisant le même point de repère), cette estimation ne se révèle pas significative sur le plan statistique.

Tableau B3 : Variables explicatives des cas de recours à la force de faible intensité à Toronto par race et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec, comme point de repère, les interactions avec la police propres à la race

(du 1^er juillet 2016 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,74 (1,38-2,17)	1,71 (1,37-2,14)	1,72 (1,36-2,15)	1,73 (1,37-2,16)	1,71 (1,35-2,19)
Autre minorité raciale	0,92 (0,70-1,18)	0,91 (0,69-1,18)	0,91 (0,69-1,19)	0,91 (0,69-1,18)	0,91 (0,69-1,20)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		2,08 (1,40-3,10)			1,79 (1,12-2,92)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,28 (0,10-0,78)		0,46 (0,11-1,80)
% des ménages dirigés par une mère seule				1,01 (0,97-1,06)	0,98 (0,94-1,03)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs pour les cas de recours à la force de faible intensité dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

Ensemble des infractions criminelles

Les tableaux B4, B5 et B6 montrent les résultats obtenus lors de la comparaison entre le recours à la force et les personnes arrêtées pour des infractions criminelles. Pour les cas de recours à la force qui donnent lieu à une enquête de l’UES, nous comparons le nombre total d’arrestations pour chaque groupe racial dans chaque zone de patrouille, de 2014 à 2017^[8]. Étant donné que les données sur les cas de recours à la force de faible intensité couvrent la période de juillet 2016 à juin 2017, nous avons établi comme point de repère le nombre moyen d’arrestations pour chaque groupe dans chaque zone de patrouille en 2016 et 2017. Lors de l’analyse des disparités pour tout niveau de force confondu, le nombre total d’arrestations entre 2014 et 2017 a servi de point de repère.

Le tableau B4 regroupe tous les cas de recours à la force. Les résultats du modèle 5 suggèrent que la population torontoise noire est environ 1,27 fois plus susceptible de subir une forme quelconque de force que la population torontoise blanche, lorsque les personnes arrêtées pour une infraction criminelle font office de point de repère ou de population à risque d’être impliquée dans un cas de recours à la force. Nous estimons également que, en utilisant le même point de repère, les autres populations torontoises racialisées sont 50 % moins susceptibles d’être victimes d’un incident impliquant le recours à la force que la population torontoise blanche.

Tableau B4 : Variables explicatives de l’ensemble des cas de recours à la force à Toronto par race et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec, comme point de repère, les arrestations

(du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,28 (1,05-1,54)	1,26 (1,03-1,53)	1,26 (1,04-1,53)	1,27 (1,06-1,53)	1,27 (1,04-1,53)
Autre minorité raciale	0,51 (0,41-0,64)	0,50 (0,40-0,63)	0,50 (0,41-0,63)	0,50 (0,40-0,63)	0,50 (0,40-0,64)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,60 (1,25-2,04)			1,42 (1,07-1,89)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,42 (0,22-0,76)		0,54 (0,23-1,24)
% des ménages dirigés par une mère seule				1,01 (0,98-1,04)	0,99 (0,96-1,02)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs des dossiers de l’UES dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

Les tableaux B5 et B6 analysent séparément les dossiers de l’UES et les cas de recours à la force de faible intensité. Les résultats du tableau B4 suggèrent que la population torontoise noire n’est que légèrement plus à risque que son homologue blanche de subir un recours à la force donnant lieu à une enquête de l’UES, lorsque la population arrêtée est fixée comme point de repère, mais le résultat n’est pas significatif sur le plan statistique. Toutefois, l’utilisation de ce critère indique que les autres groupes minoritaires racialisés sont 48 % moins susceptibles d’être impliqués dans un cas de recours à une force importante que la population torontoise blanche.

Tableau B5 : Variables explicatives des dossiers de l’UES à Toronto par race

et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec,
comme point de repère, les arrestations

(du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,02 (0,72-1,43)	1,02 (0,72-1,45)	1,02 (0,73-1,41)	1,03 (0,73-1,43)	1,04 (0,75-1,43)
Autre minorité raciale	0,52 (0,36-0,76)	0,52 (0,36-0,76)	0,52 (0,36-0,73)	0,52 (0,36-0,76)	0,52 (0,36-0,75)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,17 (0,87-1,61)			1,11 (0,76-1,63)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,80 (0,36-1,69)		0,69 (0,23-2,09)
% des ménages dirigés par une mère seule				0,99 (0,96-1,02)	0,98 (0,94-1,02)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs des dossiers de l’UES dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

Cependant, dans le tableau B6, nous estimons que la population torontoise noire est environ 1,35 fois plus à risque de subir un recours à la force de faible intensité que son homologue blanche, lorsque la population arrêtée est définie comme la population exposée au risque de recours à la force. Ces résultats sont significatifs sur le plan statistique. De même, par rapport à l’estimation présentée au tableau B5, nous estimons que les autres minorités racialisées de Toronto sont 46 % moins susceptibles d’être impliquées dans un cas de recours à la force que la population torontoise blanche.

Tableau B6 : Variables explicatives des cas de recours à la force de faible intensité à Toronto par race et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec les arrestations comme point de repère

(du 1^er juillet 2016 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,36 (1,09-1,68)	1,35 (1,07-1,67)	1,35 (1,07-1,69)	1,35 (1,07-1,69)	1,35 (1,08-1,67)
Autre minorité raciale	0,54 (0,41-0,70)	0,54 (0,41-0,70)	0,54 (0,41-0,70)	0,54 (0,41-0,70)	0,54 (0,41-0,69)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,88 (1,33-2,65)			1,62 (1,08-2,45)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,28 (0,11-0,66)		0,46 (0,14-1,51)
% des ménages dirigés par une mère seule				1,02 (0,99-1,06)	1,00 (0,95-1,04)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs pour les cas de recours à la force de faible intensité dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

 

Taux d’arrestations pour crime violent

Enfin, les tableaux B7, B8 et B9 présentent les résultats de modèles binomiaux négatifs dans lesquels les arrestations pour crime violent font office de point de repère. Comme précédemment, lorsque nous analysons les cas de recours à la force de l’UES, nous comparons le nombre total d’arrestations pour crime violent de chaque groupe racial dans chaque zone de patrouille, entre 2014 et 2017. Lorsque nous analysons le recours à la force de faible intensité, nous utilisons le nombre moyen d’arrestations pour crime violent en 2016 et 2017. Pour analyser les disparités entre tous les niveaux de force, nous avons établi comme point de repère le nombre total d’infractions criminelles entre 2014 et 2017.

Le tableau B7 présente les résultats de l’analyse des disparités, toute forme de force confondue, avec comme point de repère les arrestations pour crime violent. Ici, alors que nous estimons que la population noire de Toronto est légèrement plus susceptible d’être victime d’un cas de recours à la force (tous niveaux de force confondus) que la population blanche de Toronto, les résultats ne sont pas significatifs sur le plan statistique. En ce qui a trait aux autres minorités raciales, celles-ci sont 50 % moins à risque d’être impliquées dans un cas de recours à la force (tous niveaux de force confondus) que la population torontoise blanche, lorsque le point de repère concerne les arrestations pour crime violent. Les résultats sont significatifs sur le plan statistique.

Tableau B1 : Variables explicatives des dossiers de l’UES à Toronto par race

 et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec les arrestations pour crime violent comme point de repère

(du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,14 (0,94-1,39)	1,13 (0,93-1,36)	1,13 (0,93-1,37)	1,14 (0,94-1,36)	1,13 (0,93-1,38)
Autre minorité raciale	0,50 (0,40-0,63)	0,50 (0,39-0,62)	0,50 (0,40-0,61)	0,50 (0,40-0,62)	0,50 (0,39-0,61)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,89 (1,44-2,48)			1,68 (1,22-2,31)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,35 (0,18-0,70)		0,50 (0,20-1,36)
% des ménages dirigés par une mère seule				1,01 (0,98-1,04)	0,98 (0,95-1,01)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs des dossiers de l’UES dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

Le tableau B2 présente les résultats propres aux dossiers de l’UES et suggère que la population torontoise noire est légèrement moins exposée au risque de subir un recours à la force que son homologue blanche, lorsque les arrestations pour infractions violentes font office de point de repère. Toutefois, les résultats ne sont pas distinguables de zéro d’un point de vue statistique. Nous estimons toutefois que les autres groupes minoritaires racialisés sont environ 49 % moins susceptibles d’être impliqués dans un cas de recours à la force donnant lieu à une enquête de l’UES, lorsque nous comparons ces incidents impliquant le recours à la force aux taux d’arrestations pour crime violent.

Tableau B2 : Variables explicatives des dossiers de l’UES à Toronto par race

et par facteurs relatifs à la zone de patrouille avec les arrestations pour crime violent comme point de repère

(du 1^er janvier 2013 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	0,91 (0,65-1,27)	0,90 (0,64-1,25)	0,89 (0,64-1,25)	0,92 (0,66-1,28)	0,92 (0,65-1,29)
Autre minorité raciale	0,52 (0,35-0,74)	0,51 (0,35-0,74)	0,51 (0,35-0,74)	0,51 (0,35-0,73)	0,51 (0,35-0,75)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		1,39 (1,03-1,93)			1,32 (0,91-1,92)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,68 (0,31-1,50)		0,69 (0,22-2,14)
% des ménages dirigés par une mère seule				0,99 (0,95-1,02)	0,97 (0,93-1,02)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs des dossiers de l’UES dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

Enfin, le tableau B3 présente les résultats qui portent sur les incidents impliquant le recours à la force de faible intensité. Encore une fois, bien que nous estimions qu’en comparaison aux arrestations pour crimes violents — et en tenant compte de diverses caractéristiques des zones de patrouille —, la population noire de Toronto est légèrement plus susceptible de subir un recours à la force de faible intensité que son homologue blanche, les résultats de cette analyse ne se révèlent pas significatifs sur le plan statistique. Nous considérons cependant que les autres minorités racialisées sont environ 50 % moins à risque de subir un recours à la force de faible intensité que la population torontoise blanche, lorsque nous comparons ces incidents en lien avec le recours à la force à l’implication dans les arrestations pour crime violent.

Tableau B9 : Variables explicatives des cas de recours à la force de faible intensité à Toronto selon la race et les facteurs relatifs à la zone de patrouille avec, comme point de repère, les arrestations pour crime violent

(du 1^er juillet 2016 au 30 juin 2017)

	Modèle 1	Modèle 2	Modèle 3	Modèle 4	Modèle 5
Race (la race blanche faisant office de groupe de référence)
Personnes noires	1,24 (0,90-1,71)	1,20 (0,88-1,62)	1,21 (0,89-1,67)	1,23 (0,90-1,72)	1,21 (0,90-1,63)
Autre minorité raciale	0,50 (0,35-0,73)	0,50 (0,36-0,70)	0,50 (0,35-0,70)	0,50 (0,34-0,71)	0,50 (0,35-0,70)
Facteurs relatifs à la zone de patrouille
Taux de crimes violents (enr.)		2,23 (1,71-2,95)			1,93 (1,41-2,63)
Revenu médian du ménage (enr.)			0,27 (0,13-0,54)		0,42 (0,17-1,05)
% des ménages dirigés par une mère seule				1,00 (0,98-1,03)	0,98 (0,95-1,01)
Remarque : Modèles binomiaux négatifs pour les cas de recours à la force de faible intensité dans les zones de patrouille de Toronto. Les intervalles de crédibilité de 95 % sont indiqués entre parenthèses. L’impact de la race est fonction du groupe de référence de la population blanche. Les valeurs des cellules donnent l’effet d’une modification d’unité sur les probabilités de recours à la force. Les valeurs en gras sont celles où les intervalles de crédibilité de 95 % ne chevauchent pas 1.

 

Conclusion

Nos résultats montrent que lorsque les interactions avec la police et les arrestations sont utilisées pour estimer la population exposée au risque d’être impliquée dans un cas de recours à la force par la police, la population noire de Toronto fait face à un risque plus élevé que son homologue blanche, tandis que les autres minorités racialisées sont exposées à un risque moindre. Toutefois, nous n’observons pas les différences raciales significatives lorsque nous comparons étroitement les incidents impliquant un recours à la force aux arrestations pour infraction violente, ou lorsque nous examinons spécifiquement les incidents impliquant un recours à la force donnant lieu à des enquêtes de l’UES.

Comme prévu, l’ampleur de la disparité estimée entre les populations noire et blanche en comparant les incidents impliquant un recours à la force aux arrestations et aux interactions avec la police est plus faible que lorsque la population générale fait office de point de repère. Encore une fois, il s’agit probablement d’une conséquence — du moins en partie — des pratiques d’interpellation et d’arrestations biaisées sur le plan racial qu’adoptent les agent(e)s du SPT. L’interférence des préjugés raciaux dans les décisions en matière d’interpellation et d’arrestation a pour effet de gonfler le dénominateur utilisé pour calculer les rapports de risque et donc, de biaiser à la baisse le risque estimé que les personnes noires subissent un cas de recours à la force. Il peut également s’agir d’une conséquence de la participation différentielle à des comportements et des activités qui entraînent le recours à la force par la police. À l’imagine du rapport principal, nous constatons également que le recours à la force devient généralement plus probable lorsque les crimes violents sont plus nombreux. Malgré la lutte contre les crimes violents et d’autres facteurs relatifs aux zones de patrouille, notre conclusion générale est que les disparités raciales persistent et demeurent préoccupantes. Autrement dit, elles soulignent l’implication injustifiée et disparate de la population torontoise noire dans les cas de recours à la force, qui peuvent affecter le bien-être mental et physique des individus, la légitimité du service de police, la réussite scolaire des enfants et la confiance de la population dans le gouvernement.

 

PARTIE C : Analyse comparative des infractions routières « hors de vue »

Notre rapport précédent (Wortley et Jung, 2020) a démontré que, comparativement à leur présence dans la population générale de Toronto, les personnes noires sont largement surreprésentées dans les infractions routières « hors de vue ». Ces infractions comprennent les accusations de conduite sans permis, de conduite avec un permis suspendu, de conduite sans assurance et de conduite sans immatriculation valide. Ces infractions sont souvent qualifiées d’infractions « hors de vue » parce que, contrairement aux infractions pour excès de vitesse ou autres pratiques de conduite illégales, elles ne peuvent pas être observées par les agent(e)s depuis la rue ou les véhicules de patrouille. Ce n’est que pendant un contrôle routier qu’elles peuvent être relevées. Les spécialistes soutiennent que la surreprésentation des personnes noires dans les accusations pour infraction routière hors de vue fournit des preuves supplémentaires de l’interférence des préjugés raciaux et du profilage racial lorsqu’il est question d’interpeller une personne, de la questionner ou d’enquêter sur elle. Ainsi, les différences raciales dans les infractions de la route « hors de vue » — particulièrement celles qui ne s’accompagnent pas d’autre infraction visible (comme l’excès de vitesse) — reflètent le pouvoir discrétionnaire de la police en matière de surveillance et d’enquête proactive (Harris, 2003; Wortley et Tanner, 2003). Conformément aux disparités raciales observées dans les données de contrôles de routine du SPT, les personnes noires sont possiblement surreprésentées dans les contrôles routiers « aléatoires », par rapport aux personnes blanches (voir Foster et Jacobs, 2018). En fin de compte, une plus grande exposition aux contrôles routiers « aléatoires » constitue une forme de biais racial qui augmente la probabilité que des personnes noires soient accusées d’avoir commis une infraction routière « hors de vue ». Puisque, dès le départ, elles sont moins susceptibles d’être arrêtées par la police au volant de leur voiture, les personnes blanches sont également moins susceptibles de se faire arrêter pour une infraction de la route « hors de vue » que leurs homologues noires.

Le tableau C1 documente la représentation des personnes noires dans les infractions routières « hors de vue » à l’aide de groupes de référence provenant de la population générale. Ces données ont été présentées dans notre rapport précédent. Les résultats indiquent que, bien qu’elles ne représentent que 8,8 % de la population de Toronto, les personnes noires ont été accusées de 35,2 % des infractions de la route hors de vue documentées par le SPT entre 2013 et 2017. Cela signifie que les personnes noires ont une probabilité d’être impliquées dans une infraction routière hors de vue quatre fois supérieure à ce que supposerait leur représentation dans l’ensemble de la population. De plus, le taux d’accusations hors de vue des personnes noires (1 194 pour 100 000 personnes) est 4,9 fois supérieur au taux des personnes blanches (244 pour 100 000 personnes) et 6,9 fois supérieur au taux des autres minorités raciales (174 pour 100 000 personnes).

Les chercheur(-euse)s, les défenseur(euse)s de la collectivité ainsi que les agent(e)s de police ont tou(te)s identifié que, lorsqu’il s’agit de comparer les activités de conduite, les estimations de la population générale comportent des limites et devraient être complétées par des estimations de la population réelle de conducteur(-trice)s. Ainsi, pour répondre à ces préoccupations, nous nous appuyons sur les données du Recensement canadien de 2016 qui indiquent le nombre de résident(e)s de Toronto qui se rendent au travail en voiture, en camion ou à bord d’autres types de véhicule automobile personnel. Les estimations des trajets domicile-travail peuvent être considérées comme supérieures aux repères démographiques, car elles tiennent mieux compte de la population qui conduit (c.-à-d. les personnes qui ont l’âge légal de conduire et qui ont accès à un véhicule automobile). Les points de repère des trajets domicile-travail peuvent également englober des personnes qui conduisent beaucoup et qui sont donc plus à risque d’être interceptées par la police en voiture. Cependant, ces points de repère comportent aussi leurs limites. Par exemple, ces chiffres ne tiennent pas compte des personnes qui se rendent au travail à pied ou en transport en commun, mais qui utilisent fréquemment une voiture à des fins récréatives. Ils ne prennent pas non plus en considération les personnes qui ont accès à des véhicules automobiles, mais qui n’occupent pas d’emploi, y compris les personnes à la retraite, au chômage ou au foyer. Les estimations des trajets domicile-travail ne tiennent pas compte non plus des jeunes qui peuvent conduire pour se rendre à l’école secondaire, au collège ou à l’université, ou qui conduisent souvent à des fins de loisirs. Malheureusement, nous n’avons pas trouvé d’autres points de repère pour la population de conducteur(-trice)s de Toronto qui pouvaient être déclinés en fonction de l’origine raciale de la personne au volant.

Le tableau C2 compare les infractions routières « hors de vue » à la population de Toronto qui se rend au travail en véhicule automobile. L’utilisation de ce point de repère en lien avec la conduite révèle que la surreprésentation des personnes noires est encore plus importante dans les infractions de la route hors de vue. Par exemple, bien qu’elles ne représentent que 6,9 % de la population torontoise qui se rend au travail en véhicule automobile, les personnes noires ont été impliquées dans 35,2 % de toutes les infractions de la route hors de vue documentées par le SPT entre 2013 et 2017. Cela signifie que les personnes noires ont une probabilité d’être impliquées dans les infractions routières hors de vue 5,1 fois supérieure à ce que supposerait leur représentation dans la population de conducteur(-trice)s. Ainsi, le rapport de cotes documentant la représentation des personnes noires dans les accusations pour une infraction routière hors de vue passe de 4,00 (point de repère de la population générale) à 5,10 (point de repère de la conduite). De plus, le taux d’infractions hors de vue chez les personnes noires (7 182 pour 100 000 personnes) est 6,8 fois supérieur à celui des personnes blanches (1 054 pour 100 000 personnes) et 8,1 fois supérieur à celui des autres minorités raciales (889 pour 100 000 personnes).

TABLEAU C1 : Total des accusations pour des infractions routières hors de vue, par race de civil(e)s, service de police de Toronto, du 5 novembre 2013 au 31 juillet 2017

(point de repère : population générale de 2016)

Groupe racial	Estimation de la population	Pourcentage de la population	Nombre d’accusations	Pourcentage d’accusations	Rapport de cotes	Taux d’accusation (pour 100 000)
Personnes blanches	1 322 656	48,4	3 230	39,7	0,82	244,2
Personnes noires	239 850	8,8	2 864	35,2	4,00	1 194,1
Autres minorités	1 169 065	42,8	2 035	25,0	0,58	174,1
TOTAL	2 731 571	100,0	8 129	100,0	1,00	297,6

TABLEAU C2 : Total des accusations pour des infractions routières hors de vue, par race de civil(e)s, service de police de Toronto, du 5 novembre 2013 au 31 juillet 2017

(point de repère : recensement de 2016 de la population torontoise qui utilise un véhicule automobile pour se rendre au travail)

Groupe racial	Population qui se rend travail en conduisant	Pourcentage de la population	Nombre d’accusations	Pourcentage d’accusations	Rapport de cotes	Taux d’accusation (pour 100 000)
Personnes blanches	306 380	53,3	3 230	39,7	0,74	1 054,2
Personnes noires	39 875	6,9	2 864	35,2	5,10	7 182,4
Autres minorités	229 005	39,8	2 035	25,0	0,63	888,6
TOTAL	575 260	100,0	8 129	100,0	1,00	1 413,1

Les tableaux C3 comparent les infractions routières hors de vue aux estimations de la population générale ventilées à la fois par race et par sexe. L’analyse comparative de la population générale révèle que les hommes noirs sont largement surreprésentés dans les infractions routières hors de vue. Bien qu’ils ne représentent que 4,0 % de la population de Toronto, ils ont été impliqués dans 30,1 % de toutes les infractions de la route hors de vue relevées par le SPT entre 2013 et 2017. Cela signifie que les hommes noirs ont une probabilité d’être impliqués dans une infraction routière hors de vue qui est 7,5 fois supérieure à ce que supposerait leur représentation dans l’ensemble de la population. En revanche, selon les estimations de la population générale, les femmes noires ne sont ni surreprésentées ni sous-représentées dans les infractions routières hors de vue. Elles représentent 4,8 % de la population de Toronto et 5,2 % des personnes accusées d’une infraction routière hors de vue (rapport de cotes = 1,08).

Le tableau C4, quant à lui, compare les infractions routières hors de vue aux estimations du recensement de la population de conducteur(-trice)s de Toronto ventilées par race et par sexe. Les résultats indiquent que les hommes noirs demeurent largement surreprésentés dans les infractions routières hors de vue, quelle que soit la méthode d’analyse comparative utilisée. Les hommes noirs sont encore 7,5 fois plus susceptibles d’être impliqués dans une infraction de la route hors de vue qu’ils ne sont présents dans la population générale des personnes qui conduisent. Également, le taux d’accusation des hommes noirs (10 596 pour 100 000 personnes) demeure 6,8 fois supérieur au taux des hommes blancs (1 547 pour 100 000 personnes) et 8,7 fois supérieur à celui des autres minorités raciales (1 214 pour 100 000 personnes).

Ainsi, bien que l’utilisation du critère de conduite n’a aucune incidence sur la représentation des hommes noirs dans les infractions routières hors de vue, ce n’est pas le cas pour celle des femmes noires. Comme nous l’avons vu, lorsque nous utilisons le critère de la population générale, les femmes noires ne sont pas surreprésentées dans ce type d’infractions. Cependant, lorsque nous utilisons le critère de la conduite, les femmes noires deviennent largement surreprésentées (voir tableau C4). Bien qu’elles ne représentent que 2,9 % de la population de conducteur(-trice)s de Toronto, les femmes noires ont été impliquées dans 5,2 % de toutes les infractions routières hors de vue documentées par le SPT entre 2013 et 2017. Cela signifie que les femmes noires ont une probabilité d’être impliquées dans les infractions routières hors de vue 1,8 fois supérieure à ce que supposerait leur représentation dans l’ensemble de la population. En outre, le taux d’accusation des femmes noires pour des infractions hors de vue (2 498 pour 100 000) est maintenant 6,9 fois plus élevé que celui des femmes blanches (361 pour 100 000) et 8,1 fois plus élevé que celui des femmes appartenant aux autres minorités raciales (309 pour 100 000). En fait, en utilisant le critère de la population qui conduit, le taux d’accusation des femmes noires pour des infractions hors de vue (2 498 pour 100 000) est 1,6 fois plus élevé que celui des hommes blancs (1 547 pour 100 000) et 2,1 fois plus élevé que celui des hommes d’autres minorités (1 214 pour 100 000).

En somme, lorsque nous utilisons une estimation de la population de conducteur(-trice)s de Toronto comme point de repère, les personnes noires demeurent largement surreprésentées dans les accusations du SPT pour des infractions routières hors de vue. En fait, la surreprésentation des personnes noires — en particulier des femmes noires — augmente lorsque nous utilisons le critère de la conduite par opposition au critère de la population générale. Ces résultats concordent avec les statistiques policières et les données d’enquête qui suggèrent que les personnes noires sont beaucoup plus susceptibles d’être interpellées et questionnées par les agent(e)s du SPT que celles d’autres origines raciales. Ensemble, ces constatations appuient fortement l’argument selon lequel le SPT s’est livré au profilage racial.

TABLEAU C3 : Total des accusations pour infraction routière hors de vue, par race et sexe des civil(e)s, service de police de Toronto, du 5 novembre 2013 au 31 juillet 2017

(point de repère : population générale de 2016)

Groupe racial	Estimation de la population	Pourcentage Estimation	Nombre d’accusations	Pourcentage d’accusations	Rapport de cotes	Taux d’accusation (pour 100 000)
Homme blanc	645 960	23,6	2 766	34,0	1,44	428,2
Femme blanche	676 690	24,8	461	5,7	0,23	68,1
Homme noir	109 870	4,0	2 444	30,1	7,53	2 224,4
Femme noire	129 980	4,8	420	5,2	1,08	323,1
Homme d’autre minorité raciale	557 760	20,4	1 781	21,9	1,07	319,3
Femme d’autre minorité raciale	611 315	22,4	254	3,1	0,14	41,5
TOTAL	2 731 571	100,0	8 126	100,0	1,00	297,5

TABLEAU C3 : Total des accusations pour infraction routière hors de vue, par race et sexe des civil(e)s, service de police de Toronto, du 5 novembre 2013 au 31 juillet 2017

(point de repère : recensement de 2016 de la population torontoise qui utilise un véhicule automobile pour se rendre au travail)

Groupe racial	Population qui se rend travail en conduisant	Pourcentage de la population	Nombre d’accusations	Pourcentage d’accusations	Rapport de cotes	Taux d’accusation (pour 100 000)
Homme blanc	178 500	31,0	2 766	34,0	1,10	1 549,6
Femme blanche	127 880	22,2	461	5,7	0,26	360,5
Homme noir	23 065	4,0	2 444	30,1	7,53	10 596,1
Femme noire	16 810	2,9	420	5,2	1,79	2 498,5
Homme d’autre minorité raciale	146 705	25,5	1 781	21,9	0,86	1 214,0
Femme d’autre minorité raciale	82 300	14,3	254	3,1	0,22	308,6
TOTAL	575 260	100,0	8 126	100,0	1,00	1 412,6

PARTIE D : Analyse comparative des accusations pour omission de se conformer

Dans notre rapport précédent (Wortley et Jung 2020), nous avons exploré la représentation des personnes noires dans les accusations pour omission de se conformer documentées par le SPT. En utilisant la population de Toronto comme point de repère, nous avons constaté que les personnes noires étaient largement surreprésentées dans les accusations pour omission de se conformer (voir le tableau D1). En effet, bien qu’elles ne représentent que 8,8 % de la population de Toronto, les personnes noires sont impliquées dans 32,7 % des accusations pour omission de se conformer documentées par le SPT entre 2013 et 2017. Cela signifie que les personnes noires ont une probabilité d’être accusées d’omission de se conformer qui est 3,7 fois supérieure à ce que supposerait leur représentation dans l’ensemble de la population. À l’inverse, les personnes blanches et les personnes issues d’autres groupes racialisés sont sous-représentées. Le taux d’accusation des personnes noires pour omission de se conformer (2 013 pour 100 000 personnes) est 4,1 fois supérieur à celui des personnes blanches (493 pour 100 000 personnes) et 6,9 fois supérieur à celui des autres minorités raciales (292 pour 100 000 personnes).

Tableau D1 : Total des accusations pour omission de se conformer, par race de civil(e)s,

service de police de Toronto, du 5 novembre 2013 au 31 juillet 2017

(point de repère : population générale de 2016)

Groupe racial	Estimation de la population	Pourcentage de la population	Nombre d’accusations	Pourcentage d’accusations	Rapport de cotes	Taux d’accusations (pour 100 000)
Personnes blanches	1 322 656	48,4	6 514	44,1	0,91	492,5
Personnes noires	239 850	8,8	4 828	32,7	3,71	2 012,9
Autre minorité	1 169 065	42,8	3 417	23,2	0,54	292,3
Total	2 731 571	100,0	14 759	100,0	1,00	540,3

Bien que l’analyse comparative de la population générale documente l’incidence de ces types d’accusations sur la communauté noire en général, certaines critiques soutiennent que cette méthode d’analyse comparative ne tient pas compte de la population « à risque » d’être accusée d’omission de se conformer. La population qui a été arrêtée pendant la période d’étude pourrait représenter un meilleur point de repère. Après tout, pour qu’une personne soit soumise à des conditions de remise en liberté, celle-ci doit avoir été arrêtée[9]. Ainsi, dans le tableau D2, nous comparons les accusations pour omission de se conformer avec la population ayant été arrêtée par le SPT entre 2014 et 2017. Les données suggèrent que l’utilisation de l’arrestation comme point de repère, plutôt que la population générale, réduit considérablement la surreprésentation des personnes noires en matière d’accusations pour omission de se conformer. La population noire représente 24,8 % des personnes arrêtées par le SPT entre 2014 et 2017. Elle représente également 32,7 % des personnes accusées d’omission de se conformer au cours de cette période (rapport de cotes = 1,32). Ainsi, en utilisant le critère de la population générale, on constate que les personnes noires sont 272 % plus susceptibles d’être accusées d’omission de se conformer. Toutefois, selon le critère des arrestations, les personnes noires sont seulement 32 % plus susceptibles d’être accusées de ce type d’infraction. De même, en utilisant le critère de la population générale, le taux d’accusation des personnes noires pour omission de se conformer est 4,1 fois plus élevé que celui des personnes blanches. Cependant, lorsque nous utilisons le point de repère des arrestations, le taux d’accusations des personnes noires n’est que 1,3 fois plus élevé que celui des personnes blanches.

En somme, l’utilisation du point de repère des arrestations plutôt que de celui de la population générale a pour effet de réduire considérablement la surreprésentation des personnes noires dans les accusations d’omission de se conformer. En fait, en utilisant le point de repère des arrestations, le rapport de cotes pour les personnes noires tombe sous le seuil de 1,50 établi par la présente enquête. Il faut toutefois souligner que cette réduction de la surreprésentation des personnes noires n’élimine pas pour autant les preuves relatives aux préjugés raciaux. En effet, les données révèlent toujours que les personnes noires qui ont été arrêtées sont 32 % plus susceptibles d’être accusées d’omission de se conformer que ce que suggère leur présence au sein de la population arrêtée. De plus, l’application et l’exécution des conditions de remise en liberté impliquent de nombreuses étapes. Il faut d’abord que la police procède à l’arrestation de l’individu. Ainsi, comme le démontrent des recherches antérieures, si la surveillance policière et les décisions d’arrestation sont teintées de préjugés raciaux, ces derniers contribueront directement à la surreprésentation des personnes noires dans les accusations d’omission de se conformer (voir l’analyse dans Wortley et Jung, 2020; Goff et coll., 2016). En outre, après l’arrestation d’un individu, la police doit décider s’il convient de le libérer ou de le détenir pour une audience de justification. Les individus détenus en vue d’une audience de justification courent un risque accru de se voir imposer des conditions de remise en liberté. Ainsi, comme l’indiquent des recherches antérieures, si la police est plus susceptible de détenir des personnes noires pour des audiences de justification, ce biais contribuera à la surreprésentation des personnes noires dans les accusations pour omission de se conformer (voir Kellough et Wortley, 2002). Ensuite, lors d’une audience de justification, les personnes accusées peuvent soit être détenues sous garde, soit être libérées avec ou sans condition. Ainsi, comme le démontrent les recherches antérieures, comme les personnes noires faisant face à des accusations sont plus susceptibles de se voir imposer de nombreuses conditions lors de leur libération, ce biais accentue le risque d’être accusées d’omission de se conformer (voir Kellough et Wortley, 2004). Enfin, comme les travaux antérieurs l’indiquent, lors de leur libération, les personnes noires faisant face à des accusations sont soumises à des niveaux de surveillance policière plus élevés que les personnes d’autres origines raciales. Ce type de profilage racial contribue, une fois de plus, à la surreprésentation des personnes noires dans les accusations d’omission de se conformer. De toute évidence, ces conclusions soulignent la nécessité d’approfondir les recherches — par la collecte de données fondées sur la race — sur la façon dont les préjugés raciaux peuvent teinter les prises de décisions à diverses étapes du système de justice.  

Tableau D2 : Total des accusations pour omission de se conformer, par race de civil(e)s,

service de police de Toronto, du 5 novembre 2013 au 31 juillet 2017

(point de repère : arrestations par le SPT entre 2014 et 2017)

Groupe racial	Arrestations totales	Pourcentage d’arrestations	Nombre d’accusations d’omission de se conformer	Pourcentage d’accusations d’omission de se conformer	Rapport de cotes	Taux d’accusations (pour 100 000)
Personnes blanches	46 067	41,8	6 514	44,1	1,06	14 140,3
Personnes noires	27 314	24,8	4 828	32,7	1,32	17 675,9
Autre minorité	36 837	33,4	3 417	23,2	0,69	9 276,0
Total	110 218	100,0	14 759	100,0	1,00	13 390,7

 

RÉFÉRENCES

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Annexe méthodologique A

Nous fournissons ici de plus amples détails sur les modèles bayésiens[10] à niveaux multiples utilisés pour évaluer les disparités raciales en matière de recours à la force entre les différentes zones de patrouille tout en tenant compte des caractéristiques relatives aux zones de patrouille. Nous exposons les détails suivants : a) le nettoyage supplémentaire des données qui a été nécessaire pour effectuer l’analyse; b) une description précise de nos modèles; c) les détails techniques de la façon dont les modèles ont été adaptés.

Nettoyage et manipulation des données

Géocodage des cas de recours à la force — nous avons utilisé un logiciel SIG pour géolocaliser certains incidents impliquant le recours à la force de faible intensité, et l’absence de données géographiques dans certains dossiers de l’UES a fait en sorte qu’ils ont dû être retirés de l’analyse. Sur les 198 cas de l’UES figurant dans les données totales, 9 cas (4,5 %) ne contenaient aucune information sur la zone de patrouille dans laquelle ils avaient eu lieu ou encore s’étaient déroulés à l’extérieur de la ville de Toronto. Ils ont donc été retirés de l’analyse.

Sur les 578 cas de recours à la force de faible intensité analysés, 3 incidents (3 %) ont été retirés de l’analyse puisqu’il était indiqué qu’ils avaient eu lieu à l’extérieur de la ville de Toronto. De plus, 26 incidents ne portaient aucune mention de la zone de patrouille dans laquelle ils s’étaient produits. Cependant, 13 d’entre eux affichaient les coordonnées XY quant au lieu où l’incident s’était déroulé. Un logiciel SIG a permis de géolocaliser avec succès ces incidents afin de les associer à la zone de patrouille pertinente. Les 13 autres incidents restants ont été retirés de l’analyse.

Dans S1, nous caractérisons la composition raciale des 26 cas qui n’ont pas été géolocalisés.

S1 : Cas retirés en raison d’un manque d’identifiants géographiques
Race	Total	% de cas
Recours à la force de faible intensité	578	100 %
Personnes noires	1	0,2 %
Personnes blanches	8	1,4 %
Autre	4	0,7 %
À l’extérieur de Toronto	3	0,5 %
Dossiers de l’UES	198	100 %
Personnes noires	4	2,0 %
Personnes blanches	4	2,0 %
Autre	1	0,5 %
Tous les cas de recours à la force	25	3,2 %

Spécification du modèle

Comme nous le décrivons dans le texte principal, nous utilisons des modèles binomiaux négatifs à niveaux multiples pour évaluer si les disparités raciales dans le recours à la force par la police persistent lorsque les caractéristiques relatives au poste de police sont prises en compte, puis nous les estimons dans un cadre bayésien. Nous procédons ainsi afin de tenir compte à la fois de la surdispersion du nombre de cas de recours à la force et du regroupement des cas de recours à la force par zones de patrouille[11]. Nous estimons le nombre total de cas de recours à la force pour chaque groupe racial dans les zones de patrouille en utilisant le modèle suivant :

où y_ij représente le nombre total de cas de recours à la force impliquant un membre du groupe racial i dans la zone de patrouille j, pop_ij  représente la population raciale à risque de subir un cas de recours à la force, a_i est une variable explicative pour chaque groupe racial, β_j représente un vecteur qui stocker les variables spécifiques à la zone de patrouille (y compris le logarithme du taux de crime violent, le logarithme du revenu médian des ménages et le pourcentage des ménages dirigés par une mère seule), β_p contrôle la variation non mesurée au niveau des zones de patrouille, et le paramètre ϕ — estimé à partir des données — contrôle la forme de la distribution binomiale négative (voir Gerlman et Hill, 2006; Jiang et coll., 2019; Pew et coll., 2020). En nous basant sur les recherches de Bürkner (2017), nous avons défini des valeurs antérieures non informatives sur u, a_i, et β_j 

 

Adaptation du modèle

Nous avons adapté le modèle en exécutant (R)Stan avec le moteur de règles (brms) (Bürkner, 2017). Pour l’échantillonnage Monte Carlo hamiltonien (MCMC), nous avons utilisé quatre chaînes, avec 1 000 tirages d’échauffement et 2 000 tirages d’échantillonnage chacune, composant ainsi les 8 000 tirages du total ultérieur. Des tracés ont été utilisés pour confirmer la convergence du modèle.

 

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