Échelle de dépistage du jeu de South Oaks – Révisée pour les adolescents (SOGS-RA)

1. Résumé / Abstract

L’Échelle de dépistage du jeu de South Oaks – Révisée pour les adolescents (South Oaks Gambling Screen – Revised for Adolescents, SOGS-RA) est un instrument psychométrique développé par Ken C. Winters, Randy D. Stinchfield et Jayne Fulkerson en 1993. Conçue pour pallier l’inadéquation écologique du SOGS pour adultes (Lesieur & Blume, 1987) auprès des cohortes juvéniles, cette échelle évalue la sévérité des habitudes de jeu et le jeu pathologique chez les adolescents âgés de 12 à 18 ans. Le questionnaire comporte un filtre initial d’engagement (« Avez-vous déjà parié ou joué de l’argent ? ») suivi de 12 items standardisés explorant les comportements de jeu au cours des 12 derniers mois.

Les items mesurent des manifestations cardinales du jeu compulsif telles que la poursuite des pertes (« chasing »), la dissimulation, les conflits interpersonnels avec les pairs et l’entourage familial, la perte de contrôle, l’absentéisme scolaire ou professionnel, ainsi que les infractions financières mineures (emprunts non remboursés, vols). Le format de réponse original repose sur une échelle de fréquence à 4 points (Every time, Most of the time, Some of the time, Never), habituellement dichotomisée lors de la cotation afin d’établir un score composite oscillant de 0 à 12. Selon la méthode de classification retenue (cotation stricte dite « narrow » ou large dite « broad »), l’échelle permet de catégoriser les sujets en trois profils cliniques distincts : joueur sans problème (0-1), joueur à risque (2-3) et joueur problématique avéré (4 ou plus).

Sur le plan psychométrique, le SOGS-RA présente une cohérence interne satisfaisante, avec des coefficients alpha de Cronbach oscillant généralement entre 0,74 et 0,84 selon les populations étudiées (échantillons scolaires généraux versus cohortes cliniques). Les analyses factorielles confirment une structure principalement unidimensionnelle sous-tendue par un facteur général de sévérité du jeu problématique, tout en révélant une excellente validité convergente avec les critères diagnostiques du DSM-IV et du DSM-5, la fréquence des mises et la consommation concomitante de substances psychoactives.

2. Mots-clés / Keywords

Jeu d’argent pathologique, adolescence, SOGS-RA, évaluation psychométrique, jeu compulsif, dépendance comportementale, dépistage, comportements à risque, prise de risque chez les jeunes, validité psychométrique, fidélité test-retest, addiction comportementale.

3. Auteurs / Authors

Le SOGS-RA a été élaboré et standardisé par une équipe de chercheurs de l’Université du Minnesota spécialisés dans les addictions juvéniles et la psychopathologie développementale :

• Ken C. Winters, Ph.D. : Professeur émérite au Département de Psychiatrie et des Sciences Comportementales de l’Université du Minnesota (Minneapolis, États-Unis) et scientifique principal au Fairview Health Services. Pionnier des instruments de diagnostic des addictions adolescentes (notamment le Personal Experience Inventory). Courriel institutionnel : [email protected].
• Randy D. Stinchfield, Ph.D. : Directeur associé du Centre de recherche sur le jeu à la Faculté de Médecine de l’Université du Minnesota. Expert international de l’évaluation psychométrique des troubles liés aux jeux d’argent et de hasard chez l’adulte et l’adolescent.
• Jayne A. Fulkerson, Ph.D. : Professeure et chercheuse à l’École de Santé Publique et à l’École des Sciences Infirmières de l’Université du Minnesota, spécialisée dans la méthodologie statistique et les déterminants comportementaux chez les adolescents.

4. Objectif / Purpose

Le SOGS-RA a été développé pour combler une lacune méthodologique majeure dans l’épidémiologie clinique des années 1990. L’instrument de référence préexistant pour l’adulte, le South Oaks Gambling Screen (SOGS) mis au point par Lesieur et Blume (1987), s’avérait inadapté aux adolescents. De nombreux items adultes reposaient sur des critères inopérants pour des mineurs, tels que l’endettement auprès d’institutions financières formelles, l’émission de chèques sans provision, le recours à des usuriers, le détournement de fonds de retraite ou la mise en péril de la subsistance conjugale. Utilisé tel quel chez les jeunes, le SOGS adulte produisait un nombre substantiel de faux négatifs ou, au contraire, déformait la prévalence en raison de formulations mal calibrées pour la réalité économique des jeunes.

L’objectif premier du SOGS-RA est donc de fournir un dispositif de dépistage rapide, robuste et écologiquement valide, adapté aux réalités socioculturelles, relationnelles et économiques de la jeunesse. Les auteurs ont redéfini les indicateurs de précarité financière et de dysfonctionnement social pour les contextualiser :

• Les pertes financières et les dettes sont mesurées à l’échelle des ressources de l’adolescent (argent de poche, emprunts non remboursés à des amis ou aux parents, vente ou mise en gage d’objets personnels, petits larcins intrafamiliaux).
• L’impact fonctionnel n’est plus centré sur la faillite professionnelle ou maritale, mais sur le décrochage scolaire, l’absentéisme en classe, les disputes familiales récurrentes et les conflits avec le groupe de pairs.
• La détresse psychologique intègre la honte, la culpabilité et le sentiment d’impuissance face à l’impossibilité d’interrompre les paris.

Dans la pratique contemporaine, le SOGS-RA est largement mobilisé dans trois contextes prépondérants : les enquêtes épidémiologiques en milieu scolaire pour estimer la prévalence du jeu à risque, les consultations d’addictologie pour adolescents (évaluation initiale et suivi de la trajectoire clinique) et la recherche translationnelle évaluant l’efficacité des programmes de prévention primaire et secondaire du jeu excessif.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit ciblé par le SOGS-RA est le jeu d’argent problématique et pathologique chez l’adolescent (adolescent problem gambling). Ce construit se définit comme un schéma persistant et récurrent de comportements de pari entraînant une altération du fonctionnement personnel, scolaire, financier et familial. Bien que le score total soit généralement interprété de manière unidimensionnelle, le construit englobe plusieurs dimensions comportementales, cognitives et relationnelles interdépendantes :

1. La perte de contrôle et la poursuite des pertes (« Chasing »)

La tentative obstinée de retourner jouer pour récupérer l’argent perdu (Item 1) constitue le marqueur cognitivo-comportemental le plus distinctif du jeu problématique. Contrairement au joueur récréatif qui accepte la perte comme le coût financier d’un divertissement, l’adolescent en dérive interprète la perte comme une situation temporaire rectifiable par un nouvel engagement monétaire, déclenchant une spirale de paris de plus en plus risqués.

2. La distorsion cognitive, le mensonge et la dissimulation

Les comportements de jeu compulsif s’accompagnent invariablement d’une rupture de l’authenticité sociale. Les adolescents problématiques mentent sur l’issue de leurs paris (Item 2) en affirmant avoir gagné alors qu’ils sont déficitaires, dissimulent leurs preuves de jeu, tickets de loterie ou reconnaissances de dette (Item 8) et occultent l’ampleur réelle de leurs dépenses. Cette dissimulation traduit le besoin de préserver une estime de soi dégradée et de contourner le contrôle parental.

3. Les conflits interpersonnels et la réprobation sociale

L’intrusion du jeu dans la sphère relationnelle de l’adolescent se manifeste par des querelles fréquentes avec les parents ou les amis au sujet de l’argent englouti (Items 3 et 9) ainsi que par la confrontation directe avec des remarques critiques de l’entourage dénonçant un problème de jeu (Item 5).

4. La détresse affective et la tentative infructueuse de contrôle

La composante émotionnelle inclut un sentiment marqué de culpabilité, de remords ou d’anxiété consécutif aux montants engagés ou aux conséquences des paris (Item 6). Elle s’associe à l’expérience d’une perte d’autonomie volitionnelle, où l’adolescent désire arrêter de jouer mais se heurte à une incapacité perçue ou réelle à freiner son impulsion (Item 7).

5. Les conséquences fonctionnelles et les transgressions normatives

Le retentissement sur les activités quotidiennes se traduit par l’absentéisme scolaire ou professionnel causé par le jeu (Item 11). Sur le plan financier, la raréfaction des ressources pousse l’adolescent vers des conduites marginales : contracter des dettes sans intention ou possibilité de remboursement (Item 10) et recourir au vol ou à des activités illégales pour continuer à parier ou acquitter des dettes de jeu (Item 12).

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

L’élaboration du SOGS-RA s’ancre à la croisée de plusieurs courants théoriques majeurs : la conceptualisation nosographique des addictions comportementales issue du DSM-III-R et du DSM-IV, les modèles neurodéveloppementaux de l’adolescence et la théorie cognitivo-comportementale de l’addiction.

Le modèle nosologique du contrôle des impulsions et de l’addiction

Au moment de la conception du SOGS-RA au début des années 1990, le jeu pathologique était classé parmi les troubles du contrôle des impulsions non classés ailleurs. Winters et ses collaborateurs se sont inspirés de cette structure symptomatique : une incapacité croissante à résister à une impulsion dommageable, une tension préliminaire suivie d’un soulagement ou d’une gratification immédiate pendant l’acte, et l’apparition progressive de conséquences négatives cumulatives. Le questionnaire reflète fidèlement la transition d’un usage récréatif vers un profil d’assuétude comportementale analogue aux troubles de l’usage de substances.

La vulnérabilité neurodéveloppementale de l’adolescent

Le cadre théorique s’appuie implicitement sur les vulnérabilités propres à la maturation cérébrale durant l’adolescence, conceptualisées ultérieurement par les modèles à double système (Dual Systems Model de Laurence Steinberg). Le cortex préfrontal, siège du contrôle exécutif, de l’inhibition motrice et de la planification prospective, achève son développement bien après les structures sous-corticales limbiques responsables du traitement de la récompense et de la réactivité émotionnelle (comme le noyau accumbens et l’amygdale). Ce déséquilibre neurobiologique temporaire induit une plus grande impulsivité, une forte sensibilité à la gratification immédiate et une minimisation des risques à long terme, favorisant l’enlisement rapide dans la dépendance au jeu.

La perspective cognitivo-comportementale et l’apprentissage social

Le SOGS-RA intègre la théorie de l’apprentissage social d’Albert Bandura et les modèles cognitifs de l’addiction. Chez l’adolescent, le jeu est souvent initié par imitation des pairs ou des modèles parentaux, puis renforcé par des gains initiaux aléatoires (renforcement intermittent à ratio variable). Ce conditionnement opérant installe des distorsions cognitives tenaces : illusion de contrôle, biais rétrospectif et conviction erronée que la perte n’est qu’un prélude statistique à une victoire certaine. L’instrument cartographie avec précision ces dynamiques d’échappement et de maintien comportemental.

7. Validité / Validity

Les propriétés métrologiques du SOGS-RA ont été documentées dans une multitude de travaux épidémiologiques et cliniques nord-américains, européens et océaniens.

Validité de contenu et d’apparence

La validité de contenu a été garantie dès l’étude princeps de Winters, Stinchfield et Fulkerson (1993) par l’examen approfondi des items du SOGS adulte et leur révision par un panel d’experts en psychopathologie juvénile. Les questions ont été reformulées afin d’éliminer le jargon financier adulte et d’adopter un registre linguistique accessible aux collégiens et lycéens, réduisant ainsi les biais de mauvaise compréhension.

Validité convergente

La validité convergente du SOGS-RA est particulièrement robuste. Les scores au SOGS-RA présentent des corrélations positives fortes ($r > 0,60$) avec la fréquence globale de participation aux jeux d’argent, la diversité des modalités de jeu pratiquées (loteries, paris sportifs, cartes, jeux de casino informels) et les montants maximaux misés au cours d’une même session. De surcroît, les scores sont étroitement corrélés à d’autres indices de détresse psychologique et comportementale :

• Consommation d’alcool, de tabac et de substances illicites ($r$ variant de 0,35 à 0,52).
• Conduites délinquantes mineures et infractions contre les biens ($r$ variant de 0,30 à 0,45).
• Dépression, idéation suicidaire et labilité émotionnelle.

Validité de critère et fidélité de classification

Comparé aux critères diagnostiques standardisés pour adolescents établis par le DSM-IV-J (National Research Council) ou le Massachusetts Adolescent Gambling Screen (MAGS), le SOGS-RA démontre une sensibilité élevée (généralement supérieure à 80 %) pour identifier les adolescents en difficulté. Toutefois, plusieurs chercheurs (Derevensky & Gupta, 2000 ; Stinchfield, 2002) ont souligné que l’utilisation du système de cotation large (« broad scoring ») tend à surestimer le taux de jeu problématique en raison de la sensibilité accrue de certains items légers (comme le simple fait d’avoir parié plus que prévu une seule fois). La cotation stricte (« narrow scoring ») offre une spécificité diagnostique nettement supérieure face aux évaluations cliniques semi-structurées.

8. Fidélité / Reliability

L’estimation de la précision de mesure du SOGS-RA repose sur de nombreuses analyses de cohérence interne et d’invariance temporelle :

Cohérence interne (Alpha de Cronbach)

Dans l’échantillon initial de validation mené auprès de 702 adolescents du Minnesota par Winters et al. (1993), l’alpha de Cronbach s’élevait à 0,80, témoignant d’une excellente homogénéité des items sans redondance excessive. Les recherches ultérieures ont corroboré ces données :

• Dans l’étude longitudinale de Winters, Stinchfield et Kim (1995), le coefficient atteignait 0,81.
• Dans les adaptations transcuturelles (notamment en Espagne par Becoña en 1997, ou au Canada par Poulin en 2000), les coefficients alpha rapportés oscillent constamment entre 0,75 et 0,85 au sein de la population générale adolescente.
• Dans des sous-échantillons d’adolescents déclarant jouer régulièrement ou au sein de cohortes cliniques, la cohérence interne augmente pour dépasser régulièrement 0,86 en raison d’une plus grande variance des réponses affirmatives.

Fidélité test-retest

La stabilité temporelle de l’instrument a été évaluée à des intervalles variant de deux semaines à plusieurs mois. Sur un intervalle court de 14 jours, le coefficient de corrélation test-retest ($r$) se situe entre 0,78 et 0,86, indiquant que le score reflète un schéma comportemental stable plutôt qu’une fluctuation situationnelle éphémère. Sur des périodes plus longues (1 an ou plus), les scores affichent une variabilité modérée attendue, compte tenu des dynamiques naturelles de maturation, de transition scolaire et de désengagement spontané propres aux conduites addictives adolescentes.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

La structure dimensionnelle du SOGS-RA a fait l’objet de multiples explorations empiriques au moyen d’analyses factorielles exploratoires (AFE) et confirmatoires (AFC).

Analyses Factorielles Exploratoires (AFE)

Les AFE conduites à l’aide de l’extraction par composantes principales ou par factorisation en axes principaux révèlent classiquement l’émergence d’un facteur dominant unique expliquant entre 35 % et 48 % de la variance totale des scores. La valeur propre (eigenvalue) du premier facteur dépasse très largement celle du second facteur dans les diagrammes d’éboulis (scree plots), validant le recours théorique à un score global univarié.

Les saturations factorielles (factor loadings) des items sur ce facteur général sont particulièrement élevées pour les variables reflétant la perte de contrôle et l’escalade :

• Item 1 (Chasing / Poursuite des pertes) : saturations typiques entre 0,65 et 0,78.
• Item 4 (Parier plus que prévu) : saturations entre 0,62 et 0,75.
• Item 7 (Incapacité perçue à arrêter) : saturations entre 0,60 et 0,72.
• Item 2 (Mentir sur les gains) : saturations entre 0,55 et 0,70.

En revanche, les items impliquant des conduites plus marginales ou délictueuses, tels que l’absentéisme scolaire (Item 11) ou le vol pour financer le jeu (Item 12), présentent des saturations plus modestes (0,35 à 0,50) dans les échantillons de population générale scolaire, principalement en raison de leur distribution fortement asymétrique (faible taux d’endossement).

Analyses Factorielles Confirmatoires (AFC)

Les modèles confirmatoires testant l’unidimensionnalité stricte affichent des indices d’adéquation acceptables à excellents : le Comparative Fit Index (CFI) oscille généralement entre 0,93 et 0,97, le Tucker-Lewis Index (TLI) dépasse 0,92, et le Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) demeure inférieur à 0,05-0,06. Certaines études alternatives suggèrent un modèle bifactoriel corrélé distinguant :

1. Un facteur de perte de contrôle cognitivo-émotionnelle (chasing, culpabilité, désir d’arrêter, dissimulation).
2. Un facteur de conséquences sociales et matérielles néfastes (conflits familiaux, dettes impayées, vols, absentéisme scolaire).

Néanmoins, la corrélation inter-facteurs très élevée ($r > 0,80$) justifie pleinement la conservation du modèle parcimonieux unidimensionnel dans la pratique clinique et épidémiologique.

10. Instrument de mesure / Instrument

Le SOGS-RA est un auto-questionnaire standardisé court, administrable individuellement ou collectivement, sur support papier-crayon ou informatique.

• Population cible : Adolescents et jeunes âgés de 12 à 18 ans (collégiens, lycéens, jeunes en formation ou suivis en milieu médico-social).
• Période de référence : Les 12 derniers mois (ou le cours de la dernière année écoulée).
• Nombre d’items : 12 items d’évaluation précédés d’un filtre dichotomique initial.
• Filtre initial : « Pratiquez-vous des jeux d’argent / Pariez-vous de l’argent ? OUI / NON ». Si l’adolescent répond « NON », l’administration s’interrompt immédiatement (score = 0).
• Échelle de réponse proposée aux participants : Format d’adverbes de fréquence à 4 modalités :
  • Every time (À chaque fois)
  • Most of the time (La plupart du temps)
  • Some of the time (Parfois)
  • Never (Jamais)
• Règles de cotation et calcul du score :

  Pour calculer le score total (variant de 0 à 12 points), les réponses aux 12 items sont dichotomisées en 0 ou 1 point. Deux systèmes de cotation ont été formalisés par les auteurs originaux :

  • Cotation stricte (Narrow Scoring) : Seules les fréquences les plus élevées sont cotées 1 point. Pour la plupart des items, 1 point est attribué uniquement si la réponse est Every time ou Most of the time. Pour les comportements d’une gravité exceptionnelle (comme voler pour jouer, Item 12), une réponse Some of the time peut être comptabilisée comme 1 point selon les versions du manuel opérationnel.
  • Cotation large (Broad Scoring) : 1 point est accordé dès lors que le participant indique Some of the time, Most of the time ou Every time (toute réponse non-nulle). Cette méthode privilégie la sensibilité maximale au détriment de la spécificité.
• Seuils diagnostiques et interprétation (Système de classification standard) :
  • Score de 0 à 1 : Joueur sans problème (No problem gambling). Engagement récréatif sans retentissement pathologique.
  • Score de 2 à 3 : Joueur à risque (At-risk gambling). Présence de signes précurseurs d’alerte ; surveillance ou prévention ciblée recommandée.
  • Score de 4 ou plus : Joueur problématique avéré (Problem gambling). Atteinte fonctionnelle sévère nécessitant une orientation clinique spécialisée.

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de publication originale : 1993.
• Auteurs dépositaires : Ken C. Winters, Randy D. Stinchfield et Jayne Fulkerson.
• Statut des droits d’auteur et permissions : Le SOGS-RA est un instrument du domaine public académique. Il a été développé dans le cadre de recherches subventionnées sur la santé publique et la prévention des dépendances. Il peut être utilisé, reproduit et administré librement par les cliniciens, éducateurs et chercheurs universitaires sans versement de redevances financières.
• Tarifs d’utilisation : Gratuit pour une utilisation clinique, éducative ou scientifique non commerciale.
• Conditions d’usage : L’intégrité de l’instrument doit être respectée (formulation des questions, ordre des items) et la référence bibliographique originale princeps de 1993 doit être explicitement citée dans toute publication ou rapport d’évaluation.

12. Références / References

• Becoña, E. (1997). Pathological gambling in Spanish children and adolescents: An emerging problem. Psychological Reports, 81(1), 275–287. https://doi.org/10.2466/pr0.1997.81.1.275
• Derevensky, J. L., & Gupta, R. (2000). Prevalence estimates of adolescent gambling: A comparison of the SOGS-RA, DSM-IV-J, and the GA 20 Questions. Journal of Gambling Studies, 16(2-3), 227–251. https://doi.org/10.1023/A:1009490212760
• Kuentzel, J. G., & Henderson, J. M. (2002). Preliminary evidence of social desirability effects on South Oaks Gambling Screen (SOGS) scores. Poster présenté au Congrès Annuel du Center for Responsible Gaming, Las Vegas, Nevada.
• Lesieur, H. R., & Blume, S. B. (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): A new instrument for the identification of pathological gamblers. American Journal of Psychiatry, 144(9), 1184–1188. https://doi.org/10.1176/ajp.144.9.1184
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• Poulin, C. (2000). Problem gambling among adolescent students in the Atlantic Provinces of Canada. Journal of Gambling Studies, 16(1), 53–78. https://doi.org/10.1023/A:1009424707328
• Stinchfield, R. (2002). Reliability, validity, and classification accuracy of the South Oaks Gambling Screen (SOGS). Addictive Behaviors, 27(1), 1–19. https://doi.org/10.1016/S0306-4603(00)00158-1
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• Winters, K. C., Stinchfield, R. D., & Fulkerson, J. (1993). Toward the development of an adolescent gambling severity scale. Journal of Gambling Studies, 9(1), 63–84. https://doi.org/10.1007/BF01019925
• Winters, K. C., Stinchfield, R. D., & Kim, L. G. (1995). Monitoring adolescent gambling in Minnesota. Journal of Gambling Studies, 11(2), 165–182. https://doi.org/10.1007/BF02107112

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items