David Lévesque, B.A.1, Serge Sévigny, Ph.D.1, Christian Jacques, M.Ps.1, Isabelle Giroux, Ph.D.1
1Université Laval, Québec, Canada
Note : Cette étude est financée par le Fonds de recherche du Québec – Société et culture (FRQ-
SC) et le Ministère de la santé et des services sociaux (MSSS) dans le cadre du programme Action concertée. Le doctorant a été soutenu financièrement par le Fonds de recherche du Québec – Société et culture (FRQ-SC) et le Centre de réadaptation en dépendance de Montréal – Institut universitaire (CRDM-IU).
Adresse de correspondance :
David Lévesque, École de psychologie, 2325 rue des Bibliothèques, PAV-FAS, Université Laval, Québec (Qc), Canada, G1V 0A6.
62 Résumé
Le Gambling-Related Cognition Scale (GRCS; Raylu & Oei, 2004) est une mesure développée pour évaluer les distorsions cognitives liées aux jeux de hasard et d’argent (JHA) chez tous les types de joueurs, nonobstant leur activité de jeu (poker, machine à sous, etc.). Toutefois, certains items composant la mesure font référence à la notion d’habileté en lien avec le comportement de jeu et leur endossement par le joueur pourrait être interprété à tort comme une distorsion cognitive, et ce, bien que le JHA auquel ce joueur s’adonne implique une réelle part d’habileté. Il s’avère essentiel que l’interprétation tirée de cette mesure soit valide pour tous les types de joueurs. Par le biais d’une analyse intergroupe (168 joueurs de poker et 73 joueurs de loterie vidéo) du fonctionnement différentiel de l’item (FDI), la présente étude vise à examiner les biais potentiels liés aux items du GRCS. Le FDI est analysé à l’aide de régressions logistiques ordinales et d’une méthode statistique non paramétrique d’estimation par noyau (Ramsay, 1991). Les résultats montrent que près de la moitié des items présente un fonctionnement différentiel d’une importance allant de moyenne à grande, tout dépendant de l’analyse utilisée et que trois à sept items présentent un FDI de grande importance. Les cinq items présentant le plus grand FDI sont davantage endossés par les joueurs de poker (FDI de nature uniforme) et leurs thèmes portent sur les habiletés, les connaissances, les apprentissages ou les probabilités. En raison de leur score total majoré par l’artéfact de mesure, les interprétations des joueurs de poker aux items portant sur la notion d’habileté pourraient mener à une surestimation de l’intensité de leurs distorsions cognitives. Les résultats suggèrent que la structure actuelle du GRCS contient des biais potentiels à prendre en considération lorsque les joueurs de poker sont sondés. La présente étude apporte de l’information nouvelle et importante sur les enjeux de validité « transjeux » de la mesure qui doivent être considérés lors de l’utilisation et de l’interprétation du GRCS ou d’autres instruments similaires avec les joueurs de poker.
Mots clés : Distorsions cognitives, fonctionnement différentiel de l’item, biais d’item, poker, appareils de loterie vidéo, validité des interprétations.
63 Abstract
The 23-item Gambling-Related Cognition Scale (GRCS; Raylu & Oei, 2004) was developed to evaluate gambling-related cognitive distortions for all types of gamblers, regardless of their types of gambling activities (poker, slot machine, etc.). However, some skill-related items could be endorsed by gamblers who play games that involve some skill, and subsequently interpreted as cognitive distortions. Therefore, it is imperative to ascertain the validity of the interpretation of its items across different types of gamblers. Using a between-group (168 poker players and 73 video lottery terminal players) differential item functioning (DIF) analysis, the present study examined the possible manifestation of item bias associated with the GRCS. DIF was analyzed with ordinal logistic regressions and Ramsay’s (1991) nonparametric Kernel Smoothing approach with TESTGRAF. Results show that half of the items display at least medium DIF between groups and, depending on type of analysis used, three to seven items display large DIF. The five items with highest DIF were more highly endorsed by poker players (uniform DIF), and were all related to skill, knowledge, learning or probabilities. Poker players’ interpretations of some skill-related items may lead to an overestimation of their cognitive distortions as measured by the GRCS due to their total score increased by measurement artifact. Findings indicate that the actual structure of the GRCS contains potential biases to be considered when poker players are surveyed. The present study conveys new and important information on validity issues to carefully consider before using and interpreting the GRCS and other similar wide-ranging instruments with poker players.
Keywords : Gambling-related cognitions scale, differential item functioning, item bias, poker players’ cognitive distortions, validity of interpretations.
64 Introduction
Les recherches scientifiques des dernières décennies ont démontré l’importance du rôle des cognitions dans la conceptualisation des comportements aux jeux de hasard et d’argent (JHA). Les cognitions peuvent se manifester sous forme de croyances et d’attitudes concernant le contrôle, la chance, la prédiction et le hasard (Ladouceur et Walker, 1996; Langer, 1975; Langer et Roth, 1975; Oei, Lin, & Raylu, 2008; Toneatto, 1999). Des croyances et des attitudes appropriées se reflètent dans une conception que le déroulement et l’issue du jeu sont déterminés par le hasard. Toutefois, une absence de prise en compte ou une incompréhension des principes élémentaires aux JHA (p.ex., statistiques, probabilités et principe d’indépendance des tours) peut amener le joueur à développer l’idée qu’il peut prédire et contrôler les résultats (Barrault, & Varescon, 2012). Ces distorsions cognitives, aussi appelées pensées erronées, jouent un rôle central dans le développement et le maintien du jeu problématique (Barrault et Varescon, 2012; Oei, et al., 2008; Toneatto, 1999).
Bien que quelques explications théoriques aient été avancées, relativement peu de chercheurs ont examiné les facteurs liés positivement aux distorsions cognitives dans les JHA. À cet égard, l’étude de Myrseth, Brunborg et Eidem (2010) vise également à apporter un éclairage sur les facteurs liés aux distorsions cognitives. Plus précisément, leur étude investiguait les différences quant à l’intensité des distorsions cognitives chez les joueurs ayant une préférence pour les JHA de hasard pur de ceux préférant les JHA d’habileté quant à l’intensité des distorsions cognitives. Pour ce faire, ils ont recruté 166 participants : courses de chevaux (n = 79), machines à sous (n = 50), programme de traitement en ligne pour le jeu problématique (n = 49). Par la suite, les joueurs ont été classés dans l’un des six groupes suivants : (1) sans problème de jeu et préférence pour des JHA de hasard pur5 (n = 20), (2) sans problème de jeu et préférence pour des JHA impliquant de l’habileté (n = 40), (3) sans problème de jeu et préférence pour des JHA impliquant du hasard et les JHA impliquant de l’habileté (n = 33), (4) avec problème de jeu et préférence pour des JHA de hasard pur (n = 36), (5) avec problème de jeu et préférence pour des JHA impliquant de l’habileté (n = 26), et (6) avec problème de jeu et préférence pour des JHA
5 Les auteurs de l’article ont choisi l’appellation « JHA de hasard pur » pour décrire la catégorie intégrant les types
de JHA impliquant majoritaire ou uniquement du hasard et dans lesquels le joueur n’a aucun contrôle sur le déroulement ou l’issue du jeu. Cette méthode de catégorisation présente une certaine part de subjectivité puisqu’il est parfois impossible de connaître la part exacte de hasard inhérente à un type de JHA.
65
impliquant du hasard et les JHA impliquant de l’habileté (n = 11). Les JHA de hasard pur comprennent les machines à sous, le bingo, les loteries et les JHA impliquant de l’habileté regroupent les jeux de cartes, les courses de chevaux et les paris sportifs et les JHA impliquant du hasard et de l’habileté sont représentés par des joueurs qui s’adonnent à la fois aux JHA de hasard pur et aux JHA impliquant une part d’habileté. Les résultats illustrent que les joueurs préférant les JHA comportant une composante d’habileté présentent une illusion de contrôle, soit une forme de distorsion cognitive, plus importante que les joueurs préférant des JHA de hasard pur uniquement. Les auteurs expliquent ce résultat par l’hypothèse suivante : une plus grande opportunité de faire des choix dans le jeu (en raison de la notion d’habileté) maintient activement l’implication du joueur, donne l’impression à celui-ci d’accumuler de l’expérience au jeu et, ultimement, augmente sa perception de contrôle personnel. Au final, le joueur serait plus sujet à développer une trop grande confiance en ses habiletés au jeu. Cette illusion de contrôle a pour conséquence de favoriser les attentes du joueur quant à l’idée d’avoir une issue favorable au jeu.
Barrault (2012), pour sa part, a étudié les distorsions cognitives propres aux joueurs de poker en fonction de la gravité de leur problème de jeu. Pour ce faire, elle a utilisé le Gambling Related Cognitions Scale (GRCS; Raylu et Oei, 2004) qu’elle a traduit en français (non validée au moment de la réalisation de leur étude) et administré à des joueurs pathologiques probables (n= 13), des joueurs à problème (n= 18) et des joueurs sans problème (n= 34). Les résultats de Barrault illustrent que le groupe des joueurs pathologiques de l’échantillon présente une intensité des distorsions cognitives significativement plus grande, suivi par celui des joueurs à problèmes et enfin celui des joueurs non pathologiques. Toutefois, deux sous-échelles de la mesure (c.-à-d., Attentes liées au jeu et Biais d’interprétation) discriminent moins bien les trois groupes. En ce qui concerne la sous-échelle Biais d’interprétation, l'analyse de la variance réalisée montre une différence significative entre les trois groupes. Cependant, le test-t de Student montre que seuls les joueurs non pathologiques ont des scores significativement inférieurs à ceux des deux autres groupes. Cette forme de distorsion cognitive consiste à attribuer les résultats du jeu à une signification particulière, une interprétation erronée, qui favoriserait la poursuite du jeu (Raylu et Oei, 2004). Barrault interprète donc son résultat en proposant que les joueurs de poker pourraient attribuer un succès au jeu à leurs habiletés personnelles et leurs échecs à l’influence d’autrui ou à la malchance, mais également à l’hypothèse qu’ils se rappellent mieux des gains que des pertes réalisées. À cet égard, Barrault rappelle qu’au poker, l’issue du jeu est déterminée en tout ou en
66
partie par le hasard. En effet, l’habileté du joueur peut jouer un rôle réel dans l’issue du jeu. Ainsi, que le joueur de poker soit pathologique ou non, ces joueurs pourraient être familiers avec cette caractéristique structurelle inhérente à ce JHA et attribuer leurs victoires à leurs compétences et leurs pertes à la malchance. L’auteure conclut son argumentaire en présentant l’exemple de l’item 15 de la mesure (GRCS) évaluant le biais d’interprétation (« Établir un rapport entre mes pertes et les probabilités me fait continuer à jouer »), qui, selon elle, pourrait dans certains cas ne pas être considéré comme une distorsion cognitive chez les joueurs de poker :
En effet, un joueur qui joue un coup en étant favori (ayant par exemple 80 % de chances de le remporter) peut avoir ce genre de pensées lorsqu’il perd, car il sait que, statistiquement, il gagnera ce type de coup 8/10 fois. La nature même du jeu étudié ici pourrait donc expliquer pourquoi des joueurs réguliers non pathologiques de poker obtiennent des scores de biais d’interprétation supérieurs à ceux de joueurs pathologiques de jeux de chance pure (p. 278)
Ainsi, certains items pourraient être plus ou moins adaptés pour certains types de joueur (p.ex., les joueurs de poker) et présenter des biais liés à la mesure. Barrault (2012) souligne qu’à l’heure actuelle, aucune mesure des distorsions cognitives ne semble « totalement adaptée » aux joueurs de poker, puisque ce JHA a la particularité d’impliquer de l’habileté et donc un certain contrôle sur le déroulement et l’issue du jeu.
Lévesque, Sévigny, Giroux et Jacques (2017), dans le cadre d’une étude réalisée avec un échantillon de 181 joueurs de poker et 81 joueurs d’appareils de loterie vidéo (ALV), rapportent n’observer aucune différence significative entre les deux groupes sur le plan de l’intensité moyenne des distorsions cognitive (GRCS). Tout comme Barrault (2012), les auteurs soulèvent la possibilité que le GRCS ne soit pas un instrument couvrant adéquatement le concept de distorsion cognitive chez les joueurs de poker en raison de la notion d’habileté propre à ce type de JHA. Les auteurs avancent l’hypothèse qu’un artéfact potentiel lié à la mesure pourrait expliquer, en partie, l’absence de différence entre les deux groupes (le score aux distorsions cognitives des joueurs de poker pourrait être surestimé), notamment parce que les joueurs d’ALV éprouvaient davantage de problèmes de jeu que les joueurs de poker, sans toutefois présenter plus de cognitions erronées.
À la lumière du relevé de littérature, il semble que les joueurs de JHA impliquant de l’habileté pourraient présenter davantage de distorsions cognitives que les joueurs de JHA de
67
hasard pur (p.ex., Myrseth et al., 2010). Or, il est essentiel d'exclure la possibilité que cette différence soit plutôt due à un artéfact de mesure. Les mesures autorapportées des distorsions cognitives jouent habituellement un rôle de dépistage et s’appliquent à tous les joueurs, nonobstant le type de JHA d’intérêt de ceux-ci. Or, si les instruments présentent des irrégularités qui sont fonction du type de jeu, il en résulte des conséquences, notamment de rendre les résultats de recherche incomparables et biaisés et d’induire en erreur les cliniciens qui utilisent ces instruments de dépistage. Barrault (2012) et Lévesque et al. (2017) ont relevé des biais potentiels liés aux items du GRCS lorsqu’utilisé avec des joueurs de poker. En somme, pour des raisons épidémiologiques, empiriques et cliniques, il est important de vérifier la validité transjeux des items du GRCS.
La présente étude souhaite vérifier la présence d’un fonctionnement différentiel des items (FDI) de la version française et validée empiriquement du Gambling Related Cognitions Scale (GRCS; Raylu et Oei, 2004, version française : Grall-Bronnec et al., 2012). Un FDI est identifié lorsqu'un groupe répond différemment à un item comparativement au second groupe, malgré un contrôle statistique sur la variable latente mesurée (p.ex., score total au GRCS). Lorsqu’un FDI est détecté, un biais potentiel lié à l’item en question est suspecté. D’ailleurs, les auteurs de la version française soulèvent la pertinence de distinguer le rôle des divers types de JHA d’intérêt des joueurs (machines à sous, paris sportifs, poker) sur la base des distorsions cognitives, et d’analyser si le GRCS est pertinent ou non pour tous les joueurs pathologiques (Grall-Bronnec et al., 2012).
Les méthodes non paramétriques du FDI, dérivées de la Théorie des réponses aux items (TRI) (« Items Response Theory »), permettent de produire des estimés des caractéristiques des items. Certains de ces estimés permettent d’évaluer le niveau d’endossement (ou de performance) d’un groupe d'individus à un item tout en considérant leur niveau de base (p.ex., leur score total aux pensées erronées dans le cas présent). De plus, ces méthodes offrent la possibilité de calculer un indice de la taille de l’effet. Enfin, le recours aux méthodes non-paramétriques peut s'avérer judicieux, particulièrement lorsque le corpus de données est plus modeste (Lai, Teresi, & Gershon, 2005).
68
Essentiellement, l'étude cherche à répondre aux questions de recherche suivantes : (Q1) un FDI est-il présent entre les joueurs de poker et les joueurs d’ALV lorsqu’ils répondent au GRCS?; (Q2) Est-ce que les items présentant un FDI ont un impact sur la mesure? Si la façon de répondre à certains items du questionnaire varie entre les deux groupes, la présence de biais est supposée pour ces items. Cette différence dans la façon de répondre aux items pourrait varier en fonction du type de JHA joué – et de ses particularités inhérentes – et non du trait latent mesuré (c.-à-d., les distorsions cognitives). Cette étude est conçue pour être exploratoire; aucune hypothèse formelle n’est émise.
Méthodologie Protocole de recherche
L’étude est réalisée à partir de la banque de données provenant de la thèse de Lévesque et al. (2017) portant sur les analyses comparatives entre le profil psychologique des joueurs de poker et celui des joueurs d’ALV, effectuée à partir d’un devis de type transversal.
Participants
La banque de données initiale comptait 272 joueurs de JHA (Lévesque, 2017). Pour pouvoir participer à l'étude, les joueurs devaient correspondre aux critères suivants : (1) être un homme, (2) être âgé d'au moins 18 ans, (3) jouer aux JHA avec de l’argent, (4) jouer au jeu de poker à une fréquence d’au moins deux fois par mois ou d’une fois par mois aux ALV6, et ce, depuis au moins 6 mois, et (5) le joueur se considère comme principalement un joueur de poker ou un joueur d’AVL. Les participants s’adonnant à la fois au jeu de poker et aux ALV avaient été exclus de la banque de données. Pour la présente étude, seuls les joueurs ayant répondu au GRCS en entier ont été conservés pour les analyses du FDI. L’échantillon final comprend donc 168 joueurs de poker et 73 joueurs d’ALV. Les participants de l’échantillon de joueurs sont des adultes âgés de 19 à 82 ans (M = 35,29, MDN = 29,00, ÉT = 15,57). Plus précisément, les joueurs de poker de l’échantillon sont plus jeunes (M = 28,44, MDN = 25,50, ÉT = 9,30) que les joueurs d’ALV (M = 51,07, MDN = 54,00, ÉT = 15,66). Concernant les joueurs de poker, 53,6 % sont des étudiants,
6 Le critère portant sur les fréquences de jeu minimales requises pour pouvoir participer à l’étude a été établi en
fonction de celles retrouvées dans la population générale (Kairouz et Nadeau, 2014) et dans laquelle les joueurs de poker jouent en moyenne près de deux fois plus que les joueurs d’ALV.
69
64,7 % rapportent un revenu annuel de 34 999$ et moins, 57,7% sont célibataires et 82,2 % détiennent un niveau de scolarité égal ou supérieur à 11 années (diplôme d’études secondaires). Concernant les joueurs d’ALV, 43,8 % sont des travailleurs à temps plein, 54,8 % rapportent un revenu annuel de 35 000$ et plus, 34,2 % sont célibataires et 68,5 % détiennent un niveau de scolarité égal ou inférieur à 11 années.
Instrument de mesure
Distorsions cognitives. Le Gambling related cognitions scale (GRCS; Raylu et Oei, 2004) permet d’évaluer la présence, la nature et l’intensité des distorsions cognitives chez les joueurs de JHA. Cet instrument de mesure comprend 23 items de type Likert en sept points (7 = « totalement en accord », à 1 = « totalement en désaccord »). Un score élevé à un item signifie que l’individu est fortement en accord avec la croyance proposée. Le score total indique le niveau d’intensité de distorsions cognitives. La mesure possède cinq sous-échelles : (1) l’incapacité perçue à arrêter de jouer (5 items; la perception d’être incapable de résister à une envie de jouer), (2) les biais interprétatifs (4 items; les interprétations favorables à la poursuite du jeu), (3) l’illusion de contrôle (4 items; la perception de pouvoir prédire l’issue d’un jeu de hasard), (4) les attentes liées au jeu (4 items; la perception quant aux effets espérés du jeu) et (5) le contrôle prédictif (6 items; la perception de pouvoir contrôler le résultat d’un jeu). Cette mesure présente de bonnes propriétés psychométriques comme en témoignent les alphas de Cronbach entre 0,77 et 0,91 pour les sous- échelles et de 0,93 pour l’échelle (Raylu et Oei, 2004). Dans la présente étude, la version française de l’instrument est utilisée (Grall-Bronnec, et al., 2012). L’étude de validation de cette version traduite a été réalisée auprès d’un échantillon comprenant 379 étudiants universitaires et 47 joueurs problématiques/pathologiques probables recherchant un traitement spécialisé pour le jeu dans un centre de santé. Une proportion de 44,7 % des joueurs de l’échantillon présente une préférence pour un JHA de hasard pur (loteries, machine à sous, cartes à gratter) et 55,3 % pour un JHA impliquant une part d’habileté (paris sportifs, black jack, poker). La nature de l’échantillon est similaire à celle utilisée dans l’étude de validation de la version originale (Raylu et Oei, 2004). La version française présente de bonnes qualités psychométriques : les indices d’ajustement de l’analyse factorielle confirmatoire sont acceptables (RMSEA = 0,07; CFI = 0,93; NFI = 0,98; GFI = 0,88), la consistance interne des sous-échelles est bonne (alpha de Cronbach > 0,7), le coefficient
70
d’homogénéité est adéquat (Loevinger’s H > 0,3). Les cinq dimensions ont une bonne validité de convergence et de divergence.
Procédure
La présente étude est réalisée à partir de la banque de données de l’étude de Lévesque et al. (2017). Dans cette banque de données, les participants ont eu le choix de répondre aux questionnaires par le biais d’un sondage en ligne ou d’une entrevue téléphonique. Les joueurs sont des volontaires recrutés à l’échelle de la province de Québec (Canada) par le biais de publicités diffusées dans les journaux locaux et nationaux et d’envois de courriels à des listes de distribution de l’Université Laval. De plus, des annonces ont été diffusées sur les réseaux sociaux et sur les forums de discussion spécifiques aux JHA. Une compensation sous la forme d'un chèque-cadeau a été remise aux participants pour leur temps accordé à la recherche. Les lecteurs sont invités à lire