Les limites de la modélisation et des données

2.4.1. La disponibilité et certaines caractéristiques difficiles à prendre en compte

Quelques limites peuvent être soulevées, tant sur les données que sur les modèles. Les personnes séparées ne constituent pas une population homogène en ce sens que les caractéristiques de la première union, mais également les causes et les circonstances de rupture, diffèrent. De nombreuses caractéristiques peuvent être contrôlées mais d’autres restent inobservables. Par exemple, les raisons et les agencements de la rupture restent en grande partie inconnus dans les enquêtes. Certaines personnes se séparent après avoir rencontré leur futur conjoint, et leur rupture peut avoir été provoquée par cette nouvelle relation. La séparation et la remise en couple constituent alors deux événements endogènes, et l’intervalle qui les sépare est bien plus court. En outre, si la circonstance inobservée de séparation, par exemple la connaissance d’un nouveau partenaire, est corrélée à d’autres spécificités individuelles, elle devient une source de disparité dans l’étude de la remise en couple. D’autres facteurs non-observés ou non-observables peuvent influencer la remise en couple, notamment ceux qui interviennent dans la recherche du conjoint elle-même (temps pour chercher un conjoint) et dans le désir de reformer une union (disponibilité affective).

Nous ne pouvons pas non plus tenir compte directement de l’effet de la disponibilité de conjoints sur les chances de se remettre en couple. Le fait de rester seul(e) peut provenir aussi bien de raisons propres à l’individu que de ses caractéristiques moins attractives aux yeux d’autres personnes disponibles. Cette question est généralement traitée à l’aide de « rapports de disponibilité » (Ní Bhrolcháin et Sigle-Rushton, 2005). En associant les personnes disponibles entre elles, on sait si « l’offre » de conjoints est suffisante selon le sexe, et on peut éventuellement en déduire si les personnes qui restent seules le font parce qu’elles le « veulent » ou parce qu’elles ne trouvent pas de conjoint.

La disponibilité des conjoints ne sera abordée que brièvement dans la partie sur les caractéristiques du deuxième conjoint.

Enfin, comme dans toute étude de comportement, les estimations dépendent de la qualité des déclarations. Particulièrement dans les enquêtes rétrospectives, les erreurs de « mémoire » sont fréquentes et l’histoire de la vie peut être rapportée de manière subjective (Festy et Kortchagina, 2002 ; Mazuy et Lelièvre, 2005), mais les données restent fiables lorsqu’elles ont été relevées avec des outils appropriés (Groupe de réflexion sur l'approche biographique, 2009, p 27-28). La comparaison du nombre d’unions déclarées dans les enquêtes « familles et employeurs » et « Étude des relations familiales intergénérationnelles », indiquée en annexe 2.4, montre une certaine homogénéité des déclarations selon la source. Dans les générations âgées de 40 à 49 ans lors des enquêtes, 92 % des hommes et 95 % des femmes ont vécu au moins une union, et autour de 22 % des hommes et des femmes en ont vécu au moins deux. La comparaison supplémentaire avec l’enquête « étude des histoires familiales » confirme les observations de Mazuy et Lelièvre (2005) sur cette enquête : les unions qui ne sont pas actuelles sont largement sous-déclarées dans ce formulaire auto-administré.

Malgré cette relative cohérence entre les sources, les dates déclarées peuvent être approximatives, notamment celle de la séparation. Par exemple, la question de l’enquête portait sur la date à laquelle la personne et son premier conjoint avaient arrêté de vivre ensemble, et non celle du divorce, mais il est tout à fait possible que ces deux dates aient été parfois confondues. Dans Érfi, 19 % des hommes et 23 % des femmes déclarent une même date pour la séparation et le divorce. Une partie de ces personnes a pu réellement connaître les deux événements le même mois. Si les autres déclarations sont fausses, la comparaison des chances de remise en couple après une union avec celles après un mariage seront biaisées. En effet, à supposer que ce soit la date de divorce qui ait été donnée à la place de la date de séparation, pour une partie des personnes qui ont déclaré un mariage, la remise en couple déclarée serait trop rapide par rapport à la réalité.

Cependant, nous remarquons (résultat non-montré) que même en enlevant ces personnes des modèles (remise en couple dans l’année ou dans les cinq ans), le risque relatif entre mariage et union libre reste à peu près constant. Il semble donc que la majorité de ces personnes avaient connu les deux événements séparation et divorce à des dates proches. En retirant des personnes spécifiques qui divorcent vite ou vivent ensemble presque jusqu’à la déclaration du divorce, nous biaiserions également le modèle et sous-représenterions les mariés. Finalement, nous supposons que les personnes qui

ont mal déclaré une date sont réparties de manière homogène pour les autres caractéristiques et nous prenons le parti de conserver tout le monde dans le modèle.

L’annexe 2.4 apporte d’autres comparaisons entre les sources pour évaluer les approximations sur les trajectoires liées à l’utilisation d’une enquête particulière.

2.4.2. Des cohortes d’étude des hommes plus fragiles dans Érfi

Dans les générations d’hommes âgés de 46 à 55 ans en 2005, nous observons depuis le début de la thèse un décalage avec les générations antérieures et suivantes, et notamment les effectifs de personnes seules paraissaient trop élevés entre 40 et 44 ans et pas assez entre 45 et 49 ans (chapitre 2, Figures 14 et 15), en comparaison avec EHF cinq années auparavant. Il est possible qu’il y ait des biais sur ces générations.

Dans l’étude de la proportion de personnes seules (chapitre 2), nous avons vu que l’enquête Érfi était plus irrégulière que les autres pour représenter la situation actuelle chez les hommes. Par exemple, les générations 1955-1959 paraissaient en net décalage avec les générations 1950-1954. Même si nous avons souvent regroupé les générations en groupes décennaux, il est possible que certains biais apparaissent dans l’analyse.

L’annexe 2.4 montre de même des disparités par groupe d’âge après 50 ans dans les déclarations du rang des unions les plus récentes des hommes.

Finalement, les flux seront certainement affectés par ces biais d’enquête, et il est possible que quelques incohérences surgissent. Nous les traiterons au fur et à mesure. Nous reprendrons lorsque ce sera possible les analyses dans deux enquêtes différentes, afin de minimiser les risques d’erreur.