Transitions du Premier Mariage au Divorce en France : Influence entre l'itinéraire Matrimonial et Professionnel

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Transitions du Premier Mariage au Divorce en France :

Influence entre l’itinéraire Matrimonial et Professionnel

Joseph Parfait Owoundi

To cite this version:

Joseph Parfait Owoundi. Transitions du Premier Mariage au Divorce en France : Influence entre l’itinéraire Matrimonial et Professionnel. Congrès 2014 de l’Association des Démographes de Langue Francaise, Association des Démographes de Langue Francaise, May 2014, Bari, Italie. �hal-01281880�

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Transitions du Premier Mariage au Divorce en France :

Influence entre l'itinéraire Matrimonial et Professionnel

Parfait Owoundi, Institut de Formation et de Recherche Démographiques (IFORD)

Résumé

A force de faciliter les procédures de divorce, il devient aussi facile de divorcer que de se marier. Mais, le divorce a des conséquences économiques, sociales et psychologiques non négligeables. Ainsi, le divorce est considéré non pas comme un incident isolé, mais comme un ensemble de transitions. Après un premier mariage, le recours au deuxième mariage ou aux unions libres est souvent fréquent. D'après Eurostat, le nombre de mariages a diminué dans l'Union Européenne (l'UE-27) de 34 % entre 1970 et 2009, alors que le nombre de divorces a augmenté, passant de 1,0 à 2,0 divorces pour 1 000 habitants. En France, le taux de nuptialité est passé de 4,9 à 3,9 entre 2001 et 2009 (Insee, 2012) et les divorces prononcés ont augmenté de 12 % en onze ans (Laure Chaussebourg et al,. 2009 ). Ainsi, pour une durée de mariage variant entre 1 et 32 ans (entre 1972 et 2003), l’influence des facteurs socioprofessionnels s’exerce sur la survie des mariages à partir de 22 ans de mariage pour la cohorte1954-1963, 12 ans pour la cohorte 1964-1973, et 6 ans pour la cohorte 1974-1983. A cet effet, lorsqu’on passe d’une génération à une autre, le niveau d’instruction des femmes augmente, et cela est associé à un risque de divorce variant entre 2% et 2,4 % selon le niveau d’études atteint. Par ailleurs, la position professionnelle de l’emploi du conjoint augmente le risque de divorce de 4,7% pour les Ingénieurs ou cadres (personnels de catégorie A de la fonction publique). L’absence du conjoint dans le logement est également un facteur de risque de divorce important car les conjoints qui logent aussi ailleurs habituellement un ou plusieurs jours par semaine connaissent un risque de divorce de 1,5%. Lorsqu’on passe d’une génération à l’autre, l’organisation de la vie familiale devient difficile à gérer, compte tenu de l’activité professionnelle, qui implique parfois de passer la nuit hors du domicile familial. Cela s’accompagne d’un risque de divorce de 6,3%. Ainsi, il ne suffit pas seulement de ramener de l’argent à la maison ; il faut également avoir son logement, être romantique, et rester constamment auprès de son/sa partenaire, et bien organiser sa vie familiale.

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Introduction

« Plutôt que de rechercher la cause et d’identifier les responsabilités, il importe d’accompagner une transition familiale (D. Perben, 2004)1 _»

D’une manière générale, le divorce a des conséquences économiques (appauvrissement des conjoints) et sociales et psychologiques (vulnérabilité des familles) et contribue plus ou moins à l’augmentation du nombre de familles monoparentales entrainant ainsi des ruptures de liens et de relations. Dans cette perspective, le divorce est considéré non pas comme un incident isolé, mais comme un ensemble de transitions.

Après un premier mariage, le recours au deuxième mariage ou aux unions libres ("UL") est souvent fréquent. Mais les unions libres connaissent des ruptures aussi facilement, si ce n'est plus, que des couples mariés car les unions libres constituent un engagement moins profond que le mariage (Clarkberg et al., 1996). Mais saisir les séparations de ces unions libres pose le problème de l’absence des liens contractuels (juridiques ou religieux) les encadrant.

D’après Eurostat, les données démographiques récentes sur la formation et la dissolution des familles montrent que le nombre de mariages pour 1 000 habitants a diminué dans l’Union Européenne (l’UE-27) ces dernières années, alors que le nombre de divorces a augmenté. Ce qui a généralement entraîné une hausse du nombre d’enfants nés de mères non mariées. Le taux brut de nuptialité dans l’UE-27 est passé de 7,9 mariages pour 1 000 habitants en 1970 à 4,5 mariages en 2009, soit une baisse totale de 34 % du nombre de mariages. Au cours de la même période, les mariages se sont fragilisés, ainsi qu’en atteste l’augmentation du taux brut de divorce, qui a doublé et est passé de 1,0 divorce pour 1 000 habitants en 1970 à 2,0 divorces en 2008.

Lorsque l’on examine la hausse du taux de divorce, il convient de garder à l’esprit que, jusqu’à récemment encore, le droit national de plusieurs pays n’autorisait pas le divorce. Le nombre accru de divorces dans l’UE-27 pourrait donc, en partie au moins, refléter le fait que s’ajoutent à ces chiffres les divorces prononcés dans les

1 _{Termes de Dominique Perben, alors ministre français de la Justice en 2004, exposait les principes qui devaient} guider la réforme de la loi sur le divorce, www.justice.gouv.fr, le 26 janvier 2004.

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États membres où celui-ci n’était pas possible auparavant (Italie, Espagne, Irlande ou Malte, par exemple).

Par ailleurs, la proportion de naissances vivantes hors mariage s’est accrue dans toute l’UE-27 au cours des deux dernières décennies, reflétant un changement dans le schéma traditionnel de la formation familiale qui s’éloigne du modèle dans lequel la parentalité fait suite au mariage. Les enfants nés hors mariage peuvent naître d’un couple ayant une relation non maritale (conjoints de fait, par exemple) ou d’une mère célibataire. Dans l’UE-27, quelque 37,4 % des enfants sont nés hors mariage en 2010, alors que le chiffre correspondant pour 1990 était de 17,4 %. Le graphique ci-après montre l’évolution des mariages et des divorces dans l’UE-27.

Graphique 1: Taux Brut de mariage et de divorce, EU-27, 1970- 2009 (pour 1 000 habitants)

Source : Eurostat Données d’octobre 2011.

En France, le taux de nuptialité est passé de 4,9 à 3,9 entre 2001 et 2009 (Insee, 2012). Le nombre de divorces prononcés est passé de 120 000 en 1996 à 134 000 en 2007, soit une augmentation de 12 % en onze ans. Cette évolution présente une grande stabilité de 1996 à 2002 avec un niveau inférieur à 120 000 divorces chaque année, une augmentation à partir de 2003 avec un pic conjoncturel en 2005 (155 000 divorces), du fait de l’entrée en vigueur de la loi du 26 mai 2004 portant réforme du divorce, l’année 2007 rejoignant le niveau atteint en 2004 (134 000 divorces prononcés) (Laure Chaussebourg et al,. 2009 ).

La durée moyenne des procédures de divorce, tous types confondus, s’établit en 2007 à 11 mois, soit deux de moins qu’en 1996. Cette diminution de la durée est imputable exclusivement à la réforme du divorce par consentement mutuel, qui a fait

0 2 4 6 8 1970 1980 1990 2000 2009

Crude marriage rate Crude divorce rate (1)

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chuter la durée de cette procédure de plus de 9 mois à environ 3 mois. La part des divorces avec enfant(s) mineur(s) est estimée à 57 % en 2007. Les Graphiques 2 et 3 ci-après nous montrent l’évolution des taux bruts de nuptialité et de divorce, ainsi que les types de divorces en France entre 1996-2009.

Graphique 2 : Evolution des divorces par type entre 1996-2007

Source : Exploitation des données du Ministère de la Justice de France -SDSE-BDSE

Répertoire Général Civil, Février 2012.

Graphique 2 : Evolution du taux de nuptialité et de divorce entre 2001 et 2009.

Source : Exploitation des données de l’Insee, Ministère de la justice, et L'évolution

démographique récente en France, Population n°3, 2010. 0 10000 20000 30000 40000 50000 60000 70000 80000 90000 100000 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 No m b re d e d iv or ces

Evolution des divorces par types en tre 1996-2007

tout divorce consentement mutuel divorces acceptées divorces pour fautes 0 10 20 30 40 50 60 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Evolution du Taux de nuptialité (p.10 000 ) et de

divorce (p.100) entre 2001 et 2009

mariages divorces

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I.

Problématique

L’étude de la nuptialité est relativement complexe car elle s’intéresse d’une part à des événements renouvelables et d’autre part à des événements dont l’enregistrement statistique n’est pas toujours opéré. Les études démographiques concernant la nuptialité s'appuient soit sur des données longitudinales provenant souvent de l’état civil, soit sur des observations transversales, qui ne permettent qu'une description partielle et ponctuelle du phénomène. Ni l’une ni l’autre de ces sources de données ne permet de rendre compte de la complexité du cycle de vie matrimoniale, cycle qui s'inscrit dans un itinéraire individuel, lui-même façonné par le contexte d'évolution générale de la société à laquelle la personne appartient (Philippe Antoine, 1999). L'approche de la nuptialité à l'aide de méthodes biographiques s'avère riche d'enseignements. En effet grâce à ces méthodes on peut non seulement retracer l’évolution d’un phénomène, mais aussi tenter d’expliquer cette évolution et d’en dégager les facteurs démographiques, économiques, sociaux voire législatifs.

Par ailleurs, l'itinéraire socioprofessionnel des couples peut influencer l'itinéraire matrimonial, surtout celle de la femme. A cet effet, l’accès des femmes

dans le marché du travail constitue-t-il un facteur de divorce? La position socioprofessionnelle des conjoints contribue-t-elle le risque de divorce ?

L'approche de la nuptialité à l'aide de méthodes biographiques s'avère ainsi riche d'enseignements, car on peut non seulement retracer l'évolution d'un phénomène, mais aussi tenter d'expliquer cette évolution et d'en dégager les facteurs démographiques, économiques, sociaux voire législatifs.

Dans cette perspective, Cette étude se propose ainsi d'évaluer les transitions du premier mariage au divorce, et plus spécifiquement l’influence des itinéraires socioprofessionnelles des conjoints sur leurs mariages, ainsi que les différents facteurs associés au divorce.

II.

Méthodologie

S’agissant de l’analyse des données, les méthodes d'analyse des biographies font appel, d'une part aux tables de survie et d'autre part aux analyses de régression. Le modèle le plus approprié est le modèle semi-paramétrique dit de Cox, qui permet

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de prendre en compte la dimension du temps dans l'analyse causale. Ce modèle mesure le risque instantané que connaît un individu de vivre un passage d'un état à un autre, ou transition. Le risque est analysé en fonction de différentes variables indépendantes, fixes ou pouvant elles-mêmes varier dans le temps. On peut ainsi dégager les modalités qui accélèrent ou ralentissent le passage d'un état à un autre (Philippe Antoine et al. 1995). Les modèles de type régression dont le modèle de Cox (étudié ici) fait partie, postulent que la durée dépend d’une forme linéaire :

X’β = β1x1 + β2x2+ · · · + βpxp (1)

De p caractéristiques individuelles x1, x2, . . ., xp. Ils comprennent deux

grandes familles : les modèles à occurrences accélérées (accelerated failure times) qui expriment directement la durée en fonction de la forme linéaire des caractéristiques, T(x) = T0 exp(X’β), et les modèles à risques proportionnels :

h(t, x) = h0(t) exp(X’β)

ln h(t, x) = ln h0(t) + β1x1 + β2x2+ · · · + βpxp (2)

Où c’est le risque instantané qui d´dépend de la forme linéaire X’β. Le modèle de Cox relève de cette seconde catégorie. Lorsqu’on interprète les résultats d’un modèle, il est évidemment primordial de savoir quel type de modèle a ´été estimé. Les modèles de la forme deux sont dits à risques proportionnels car, avec cette écriture, pour deux individus avec profils respectifs x et z, le rapport des risques (hazard ratio) :

hr(x; z) = = exp (X(x-z)’β) (3) est indépendant de la durée t.

Notons que si le rapport des risques reste ainsi constant, le risque lui-même ne l’est pas nécessairement. L’´évolution du risque avec le temps est ici reflétée par le seul terme h0(t) qui représente la fonction de risque de référence (baseline

hazard). Le modèle de Cox de base est un modèle à risques proportionnels. Pour un modèle à risque proportionnel de la forme (2), la fonction de survie s’écrit sous la forme : S(t, x) = S0(t) exp(X’β) (4).

Pour y arriver, nous allons utiliser les données de l’Enquête réalisée en 2003, par l’Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (Insee) de France, portant sur « les Histoires de vie et les Identités familiales ». Nous allons également

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utiliser les statistiques du Ministère français de la Justice et de l’Insee sur la nuptialité et le divorce.

III.

Analyse de l’Influence entre l’Itinéraire matrimoniale et

professionnelle sur le risque de divorcer

Avant de procéder à l’analyse, il convient de rappeler que nous avons travaillé avec les personnes âgées de 15-49 ans, pour ce qui est de la population cible. S’agissant des covariables, nous avons utilisé le statut du logement, la position socioprofessionnelle, la religion, la pratique des loisirs, la présence habituelle dans le logement, le niveau d’étude atteint, les déplacements professionnels impliquant de dormir dehors, etc…En ce qui concerne les variables dépendantes, nous avons travaillé avec deux, suivant les exigences de la méthode de survie : la durée de mariage (variant de 1 à 32 ans) et la situation matrimoniale. Par ailleurs, nous avons considéré trois cohortes : la cohorte1 (1954-1963), la cohorte2 (1964-1973), et la cohorte 3 (1974-1983). Nous avons retenu un intervalle de 10 ans pour les cohortes car à l’issue de cette période de temps, nous notons une augmentation significative du nombre de mariage et de divorce.

1. Influence des facteurs socioprofessionnels de l’enquêté sur le risque de divorcer quelque soit la cohorte et la région administrative entre 1972 et 2003 (de 1 à 32 ans de mariage)

D’après le tableau1.1 ci-après, nous observons que les facteurs socioprofessionnels de l’enquêté sont fortement associés au risque de divorce entre 1972 et 2003 toute cohorte confondu, pour une durée de mariage variant entre 1 et 32 ans. Il s’agit du statut de logement, de l’occupation professionnelle, de la fréquentation des salles de cinémas et de la pratique de la religion. A cet effet, le fait d’être logé à titre gratuit par un membre de la famille augmente le risque de divorce (Exp (β)=5,186), tout comme le fait d’être chômeur sans emploi (Exp(β)=4,192). Les personnes qui ont ni pratique, ni sentiment à la religion (Exp (β)= 3,960), connaissent un risque de divorce important. Par ailleurs, le fait d’aller au cinéma augmente également le risque de divorce (Exp (β)= 0,581). Tous ces facteurs sont significatifs au seuil de 5%.

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divorce

Caractéristiques Sociodémographique

de l’enquêté (β)

E.S. Wald Exp (β)

STATUT DU LOGEMENT

-Propriétaire (y.c. accédant et

nue-propriétaire) -0,902 0,795 1,285 0,406

-Locataire d'un local non meublé -0,033 0,797 0,002 0,968 -Locataire d'un logement en HLM 0,008 0,797 0,000 1,008 -Autre locataire d'un logement vide 0,827 0,833 0,985 2,286 -Logé(e) à titre gratuit par un membre de

votre famille 1,646 0,902 3,330 5,186**

-Usufruitier total -0,123 1,087 0,013 0,885

OCCUPATION ACTUELLE

-Exerce une profession 2,034 1,203 2,858 7,644 -Chômeur

(inscrit ou non à l'ANPE) 1,433 ,891 2,588 4,192** -Etudiant, élève, en formation, en stage non

rémunéré 1,413 1,401 1,018 4,109

-Militaire contingent -1,996 5,527 0,130 0,136 -Retraité (ancien salarié)

ou Pré-Retraité 0,618 0,902 0,470 1,855

PRATIQUE DES LOISIRS

-Aller au cinéma -0,543 0,271 3,996 0,581**

-Aller au spectacle (théâtre, concert, danse,

cirque...) 0,204 0,277 0,547 1,227

-Visiter une exposition ou aller dans un

musée, un monument historique... -0,071 0,276 0,066 0,931 -Utiliser un ordinateur ou une console de jeux -0,006 0,250 0,001 0,994 -Faire des voyages, du tourisme 0,137 0,273 0,254 1,147

RELIGION

-Une pratique religieuse régulière (au moins

une fois par mois) -1,060 1,111 0,911 0,346

-Une pratique religieuse occasionnelle (hors mariages, baptêmes et

enterrements)

0,791 0,864 0,838 2,206 -Pas de pratique, mais un sentiment

d'appartenance à une religion 1,079 0,830 1,688 2,941 -Ni pratique ni sentiment d'appartenance 1,376 0,831 2,743 3,960** -Un rejet de la religion 1,058 0,910 1,350 2,880

INFLUENCE DU TRAVAIL SUR L’ORGANISATION FAMILIALE

-Oui, un peu -0,953 0,958 0,991 0,385

-Non pas du tout -1,256 0,954 1,736 0,285

-Sans objet -1,719 0,915 3,527 0,179**

(***) : Significatif au seuil de 1% ; (**) : Significatif au seuil de 5%

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quelque soit la cohorte et la région administrative entre 1972 et 2003 (de 1 à 32 ans de mariage)

Tableau 1.2 : Influence des facteurs socioprofessionnels du conjoint sur le risque de divorce

Facteurs Socioprofessionnels

du conjoint

(β) E.S. Wald Exp (β)

NIVEAU D’ETUDES ATTEINT PAR LE CONJOINT

-N'a jamais fait d'études _{-5,493 12,954 0,180 0,004} -A arrêté ses études, avant la dernière année

d'études primaires -0,645 1,639 0,155 0,524

-Dernière année d’études primaires _{-5,138 3,601 2,035 0,006} -1er cycle d'enseignement général _{-3,200 1,229 6,778 0,041***} -2er cycle d'enseignement général _{-2,148 1,071 4,020 0,117**} -Enseignement technique ou professionnel court _{-2,246 1,073 4,383 0,106**} -Enseignement technique ou professionnel long _{-2,081 1,031 4,075 0,125**} -Enseignement supérieur y compris technique

supérieur -1,256 1,079 1,355 0,285

-Ne sait pas -1,605 1,054 2,319 0,201

PRESENCE DU CONJOINT DANS LE LOGEMENT

-Vie régulièrement dans le logement _{0,508 0,900 0,318 1,661} -Loge aussi ailleurs habituellement un ou

plusieurs jours par semaine -1,819 0,865 4,423 0,162**

POSITION PROFESSIONNELLE DE L’EMPLOI DU CONJOINT

-Manœuvre ou ouvrier spécialisé _{0,430 0,798 0,290 1,537} -Manœuvre ou ouvrier spécialisé _{-0,202 0,885 0,052 0,817} -Technicien(ne) (non cadre) _{0,454 0,747 0,368 1,574} -Agent de maîtrise, maîtrise administrative ou

commerciale, VRP (non cadre), personnel de catégorie B de la fonction publique

-0,358 0,835 0,184 0,699

-Ingénieur ou cadre, personnel de catégorie A de la

fonction publique -0,404 0,780 0,267 0,668

-Employé de bureau, employé de commerce, personnel de service,

personnel de catégorie C ou D de la fonction publique

0,051 0,768 0,004 1,052

Autre cas _{0,655 0,705 0,862 1,924}

(***) : Significatif au seuil de 1% ; (**) : Significatif au seuil de 5%

Source : Exploitation des données de l’enquête Histoire des vies 2003

S’agissant des caractéristiques socioprofessionnelles du conjoint, nous pouvons noter que le niveau d’études atteint par le conjoint constitue un facteur de risque important. Ce risque est le plus significatif chez les conjoint ayant atteint le premier et le second cycle de l’enseignement général, ainsi que l’enseignement technique professionnel long et court. Par ailleurs, l’absence du conjoint dans le logement

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accélère également le risque de divorce, pour ceux qui loge ailleurs habituellement un ou plusieurs jours par semaine (Exp (β)=0,162). Tous ces facteurs sont significatifs au seuil de 5%.

3. Effet des cohortes (1954-1963 ; 1964-1973 ; et 1974-1983) sur le risque de divorce entre 1972 et 2003 (de 1 à 32 ans de mariage)

Lorsque nous introduisons les effets des cohortes, nous observons que le risque associé à certains facteurs devient plus important. Ainsi, le risque de divorce varie d’une génération à l’autre entre 1972 et 2003, pour des durées de mariages variant entre 1 et 32 ans. A cet effet, la cohorte1 (1954-1963) connait un risque de divorce important, suivant de la cohorte 1964-1973. Le risque de divorce de différents facteurs a augmenté. S’agissant du statut de logement, les locaires d’un logement vide (Exp (β)= 11,87) et les usufruitiers totaux (Exp (β)= 16,25) qui étaient épargnés, connaissaient sous l’influence de la cohorte, un risque de divorce important. Le risque de divorce des personnes logé gratuitement en famille est passé de 5,18 à 16,23 par exemple. Celui des chômeurs est passé de 4,19 à 7,86. A côté de ces différents facteurs, nous remarquons également que la région administrative de résidence est également associée au risque de divorce. Nous notons principalement 10 régions : Ile de France, Champagne-Ardenne, Picardie, Haute et Basse Normande, Centre, Nord Pas de Calais, Bourgogne, Lorraine, Alsace, et Aquitaine. Par ailleurs, le travail du dimanche ou des jours fériés (Exp (β)=4,421), les déplacements professionnels impliquant de passer la nuit à l’extérieur plus d’une fois par mois (Exp (β)= 0,03) sont également les facteurs de divorce.

Ainsi, comment expliquer que le fait qu’aller au cinéma augmente le risque de divorce et que certaines régions connaissent un risque de divorce plus important que d’autres ?

S’agissant de la première interrogation, les chercheurs de l'Université de Rochester et de l'Université de Los Angeles ont montré que les couples qui regardent et discutent de films sur les relations amoureuses ont un risque plus faible de divorcer. Une discussion simple et ludique autour d'un film serait tout aussi efficace que l'approche plus intense des thérapies de couple. Les scientifiques ont mené leur expériences sur 174 couples de jeunes mariés et sont arrivés à la conclusion suivante: si en un mois, le couple discute de cinq films sentimentaux, il

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réduit de moitié la probabilité de divorcer dans les trois premières années de son mariage (Rogge et al., 2013). Ainsi, le fait d’aller au cinéma comble l’affection qu’on ne trouve pas à la maison, et augmente le risque de divorce, surtout quand on y va seul.

Pour ce qui est de la deuxième interrogation, certaines régions sont marquées par des coûts élevés du logement, comme dans l’Ile de France par exemple, d’autres par contre connaissent des inégalités sociodémographiques et des différentiels importants sur la structure par âges et les conditions de vie de la population. Par ailleurs, les déménagements pour des raisons professionnelles peuvent également contribuer au risque de divorce.

Dans le Nord pas de Calais par exemple, le nombre de divorces a augmenté de 16% depuis 1990 pour atteindre environ 8 700 jugements en 2003. Toutefois, le nombre de divorces a moins augmenté dans la région que la moyenne française (+18,3%) (Insee, 2006). L’une des conséquences du divorce est l’augmentation des mariages dont au moins l’un des deux époux est divorcé : 22,7% des mariages régionaux en 2002 et 29,1% en 2003. Les femmes divorcées sont proportionnellement plus nombreuses que les hommes divorcés du fait de la part plus élevée d’hommes qui se remarient. Le divorce est toujours la première cause d’apparition d’une famille monoparentale dont la mère est le chef de famille : 34% des mères de familles monoparentales sont divorcées. Par ailleurs, Le Nord-Pas-de-Calais reste la région la plus jeune de France mais la population de moins de 20 ans ne représente plus que “26,8% de la population régionale, soit une baisse de 2,5 points entre 1999 et 2012″. Le nombre de personnes de 65 ans et plus progresse mais à un rythme moins élevé qu’au niveau national : + 8% en région entre 1999 et 2012 contre + 18% en France (Insee, 2012).

Dans la région du Centre par exemple, entre 1990 et 2008, parmi les 40-59 ans, la proportion des personnes vivant en couple est en diminution, du fait d’un doublement de divorces et de l’évolution des modes de vie. Dans le même temps, le nombre personnes de cette génération vivant seules a plus que doublé. Les familles monoparentales, majoritairement féminines, ont également fortement progressé (+86%), ainsi que les ménages complexes (+82%). Ces structures familiales sont

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particulièrement exposées à la pauvreté, les familles monoparentales comprenant deux fois plus de ménages pauvres (Insee, 2012).

En Lorraine par exemple, d’après Olivier Serre (2012), en 2000, un nombre record de mariages a été célébré en France (297 922) comme en Lorraine (12 942), mais ce chiffre est depuis orienté à la baisse. En Lorraine, 9 279 couples seulement se sont dit «Oui» en 2009.Le pacte civil de solidarité (pacs), alternative juridique au mariage, a connu un franc succès. Entre son instauration en 1999 et fin2010, près de 35 000 pacs ont été signés dans la région, dont un sur cinqentre personnes de même sexe. On enregistre désormais quatrepacs pour cinq mariages. Le dispositif semble toutefois marquer le pas. En 2010, le rythme de signature de ce type de contrat s’est nettement ralenti par rapport auxannées précédentes : à peine 2% de plus qu’en 2009, contre +29% entre 2009 et 2008, et +39% entre 2007 et 2008.Le modèle familial traditionnel subit également l’effet de l’augmentation du nombre de divorces. En moyenne, 5 030 divorces sont prononcés chaque année depuis 2000, avec un pic à5 733 en 2005 qui coïncide avec l’applicationd’une nouvelle législation simplifiantla plupart des procédures.

En ce qui concerne la cohorte2 (1964-1973), le risque de divorce de cette cohorte est le plus associé à l’organisation de la vie familiale car ceux qui pensent que le travail a une influence sur l’organisation de la vie familiale connaissent un risque de divorce de 0,002 fois supérieur à ceux qui ne le pense pas et 0,005 fois supérieur à ceux qui ne se prononcent pas à ce sujet. Ainsi, lorsqu’on passe d’une génération à l’autre, l’organisation de la vie familiale devient difficile à gérer, compte tenu de l’activité professionnelle, qui implique parfois de passer la nuit hors du domicile familial. Cela s’accompagne d’un risque de divorce de 6,3%. Ces résultats peuvent être observés sur le tableau 1.3 ci-après.

Pour ce qui est de la cohorte3 (1974-1983), le risque de divorce nul (β=0 ou Exp (β)=1) provient du fait que nous avons seulement 3 divorcées sur 196 mariées pour les personnes âgées de 18 à 29 ans (cohorte 1974-1983). Confère tableau 1.4.

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Caractéristiques Sociodémographique de l’enquêté Cohorte1 : 1954-1963 Cohorte2 : 1964-1973 Cohorte 3 : 1974-1983

Exp (β) Exp (β) Exp (β)

STATUT DU LOGEMENT

Propriétaire (y.c. accédant et nue-propriétaire) _{2,080 0,118 1,000} Locataire d'un local non meublé _{6,138 0,108 1,000} Locataire d'un logement en HLM _{5,206 0,123 1,000} Autre locataire d'un logement vide _{11,877** 0,196 1,000} Logé(e) à titre gratuit par un membre de votre famille _{16,235** 0,366 1,000}

Usufruitier total _{16,250** 0,099 1,000}

OCCUPATION ACTUELLE

Exerce une profession _{0,003 24,368 1,000}

Chômeur

(inscrit ou non à l'ANPE) 7,864** 1,720 1,000

Etudiant, élève, en formation, en stage non rémunéré 0,049 2,223 1,000

Militaire contingent _{0,084 1,767 1,000}

Retraité (ancien salarié)

ou Pré-Retraité 0,494 1,000

PRATIQUE DES LOISIRS

Aller au cinéma _{0,387** 1,079 1,000}

Aller au spectacle (théâtre, concert, danse, cirque...) _{1,399 1,014 1,000} Visiter une exposition ou aller dans un musée, un

monument historique... 1,134 0,960 1,000

Utiliser un ordinateur ou une console de jeux _{1,123 0,974 1,000} Faire des voyages, du tourisme _{0,776 0,993 1,000}

RELIGION

Une pratique religieuse régulière (au moins une fois par

mois) 0,289 1,128 1,000

Une pratique religieuse occasionnelle (hors mariages, baptêmes et

enterrements) 47,267 1,223 1,000

Pas de pratique, mais un sentiment d'appartenance à

une religion 110,819 1,297 1,000

Ni pratique ni sentiment d'appartenance _{109,350 1,622 1,000}

Un rejet de la religion _{78,798 1,307 1,000} REGION ADMINISTRATIVE ILE DE FRANCE _{0,035** 1,206 1,000} CHAMPAGNE-ARDENNE _{0,036** 1,222 1,000} PICARDIE _{0,061** ,914 1,000} HAUTE NORMANDIE _{0,011*** 1,220 1,000} CENTRE _{0,007*** 1,211 1,000} BASSE NORMANDIE _{0,037*** 1,148 1,000} BOURGOGNE _{0,059** 1,199 1,000}

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Exp (β) Exp (β) Exp (β)

LORRAINE _{0,024** 1,068 1,000} ALSACE _{0,040** 2,304 1,000} FRANCHE COMTE _{0,000 1,014 1,000} PAYS DE LA LOIRE _{0,003 1,156 1,000} BRETAGNE _{0,000 1,568 1,000} POITOU CHARENTES _{0,079 0,736 1,000} AQUITAINE _{0,029** 0,948 1,000} MIDI PYRENEES _{0,001 0,730 1,000} LIMOUSIN _{0,001 1,121 1,000} RHONE ALPES _{0,004 1,309 1,000} AUVERGNE _{0,728 1,559 1,000} LANGUEDOC ROUSSILLON _{0,000 0,895 1,000}

PROVENCE ALPES COTE D’AZUR _{0,000 0,908 1,000}

TRAVAIL DE NUIT ET DES JOURS FERIES

Travail le dimanche ou les jours fériés _{4,421** ,908 1,000}

Travail de nuit _{3,598 ,883 1,000}

Déplacements professionnels qui obligent à passer une

nuit ou plus hors du domicile 0,531 1,036 1,000

DEPLACEMENT PROFESSIONNELS IMPLIQUANT DE DORMIR HORS DU DOMICILE

Moins d'une fois par semaine mais plus d'une fois par

mois 0,034** 1,284 1,000

une fois par mois environ _{0,482 1,043 1,000}

Moins d'une fois par mois 0,211 1,054 1,000

POSITION PROFESSIONNELLE DE L’EMPLOI

Manœuvre ou ouvrier spécialisé _{27,097 1,356 1,000} Ouvrier qualifié ou hautement qualifié, technicien(ne)

d'atelier 0,364 0,788 1,000

Technicien(ne) (non cadre) _{0,538 0,710 1,000}

Agent de maîtrise, maîtrise administrative ou

commerciale, VRP (non cadre), personnel de catégorie B

de la fonction publique 0,240 0,709 1,000

Ingénieur ou cadre, personnel de catégorie A de la

fonction publique 0,047 0,767 1,000

Employé de bureau, employé de commerce, personnel de service, personnel de catégorie C ou D de la fonction

publique 0,434 0,852 1,000

Autre cas _{0,374 0,703} 1,000

INFLUENCE DU TRAVAIL SUR L’ORGANISATION FAMILIALE

Oui, un peu _{2001,060 0,063** 1,000}

Non pas du tout 651,072 0,061** 1,000

Sans objet _{609,627 0,058** 1,000}

(***) : Significatif au seuil de 1% ; (**) : Significatif au seuil de 5%

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âgées de 18 à 49 ans) entre 1972 et 2003

Tableau croisé Groupe d'âges des enquêtés * situation matrimoniale de la personne interrogée

Groupe d'âges des enquêtés

situation matrimoniale de la personne interrogée

Total célibataires mariés veufs divorcés remariés

moins de 20 ans 45 3 0 0 0 48

20-29 ans 445 193 0 3 0 641

30-39 ans 314 737 1 45 35 1132

40-49 ans 96 732 2 69 77 976

Total 900 1665 3 117 112 2797

Source : Exploitation des données de l’enquête Histoire de vie réalisée en 2003 par l’Insee.

Pour ce qui est des caractéristiques socioprofessionnelles des conjoints, nous observons que le risque de divorce est associé au niveau d’études atteint par le conjoint pour la cohorte2 (1964-1973). La modalité « Enseignement supérieur y compris technique supérieur » qui était non significative, est devenue significative au seuil de 5%, et associée à un risque de de divorce de 0,024, légèrement supérieur aux autres modalités. Ainsi, lorsqu’on passe d’une génération à une autre, le niveau d’instruction des femmes augmente, et cela s’accompagne d’un risque de divorce variant entre 2% et 2,4 % selon le niveau atteint.

Par ailleurs, la position professionnelle de l’emploi du conjoint augmente le risque de divorce de 4,7% pour les Ingénieurs ou cadres (personnels de catégorie A de la fonction publique). L’absence du conjoint dans le logement est également un facteur de risque de divorce important car les conjoints qui logent aussi ailleurs habituellement un ou plusieurs jours par semaine connaissent un risque de divorce de 1,5%. Ces résultats peuvent être obtenus à partir du tableau 1.5 ci-après.

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Caractéristiques Sociodémographique du conjoint Cohorte1 : 1954-1963 Cohorte2 : 1964-1973 Cohorte 3 : 1974-1983

Exp (β) Exp (β) Exp (β)

NIVEAU D’ETUDES ATTEINT PAR LE CONJOINT

N'a jamais fait d'études _{0,187 0,015 1,000}

A arrêté ses études, avant la dernière année d'études

primaires 0,495 0,712 1,000

Dernière année d’études primaires _{0,054 0,030 1,000} 1er cycle d'enseignement général _{5,382 0,050 1,000} 2er cycle d'enseignement général _{16,464 0,023** 1,000} Enseignement technique ou professionnel court 31,047 0,023** 1,000 Enseignement technique ou professionnel long _{44,495 0,020*** 1,000} Enseignement supérieur y compris technique supérieur _{24,885 0,024** 1,000}

Ne sait pas _{21,238 0,023** 1,000}

PRESENCE DU CONJOINT DANS LE LOGEMENT

Vie régulièrement dans le logement _{0,512 1,862 1,000} Loge aussi ailleurs habituellement un ou plusieurs jours

par semaine 0,015*** 0,580 1,000

POSITION PROFESSIONNELLE DE L’EMPLOI DU CONJOINT

Manœuvre ou ouvrier spécialisé _{27,097 0,725 1,000} Manœuvre ou ouvrier spécialisé _{0,364 1,167 1,000}

Technicien(ne) (non cadre) _{0,538 1,496 1,000}

Agent de maîtrise, maîtrise administrative ou commerciale, VRP (non cadre), personnel de catégorie B de la fonction

publique 0,240 1,047 1,000

Ingénieur ou cadre, personnel de catégorie A de la fonction

publique 0,047*** 1,140 1,000

Employé de bureau, employé de commerce, personnel de service,

personnel de catégorie C ou D de la fonction publique 0,434 1,149 1,000

Autre cas _{0,374 1,671} 1,000

(***) : Significatif au seuil de 1% ; (**) : Significatif au seuil de 5%

Source : Exploitation des données de l’enquête Histoire des vies 2003

4. Hiérarchisation des facteurs de divorce suivant le pouvoir de

risque décroissant

Un des objectifs de la comparaison de modèles, est de sélectionner le plus Pertinent statistiquement. Dans cette optique, SPSS propose des heuristiques de sélection « pas-à-pas » de modèles. SPSS propose des méthodes de sélection avant (‘Forward’) et arrière (‘Backward’). La méthode ‘Forward’ commence avec le modèle sans variables explicatives et cherche, parmi la liste des covariables

p. 17

indiquées, la plus significative. Si le degré de signification de la variable est inférieur à une valeur d’entrée spécifiée, la variable est retenue et la procédure continue. Sinon la procédure s’arrête. A l’étape suivante, on cherche à nouveau la variable la plus significative parmi celles qui ne sont pas déjà sélectionnées. Après l’ajout d’une nouvelle variable, la procédure vérifie que les variables précédemment introduites ne deviennent pas non significatives selon le seuil de sortie indiqué. Le cas échéant les variables devenues non significatives sont exclues du modèle. La procédure est ensuite répétée jusqu’à ce qu’on ne puisse plus compléter le modèle avec un nouvel effet significatif. La méthode ‘Backward’ procède en sens inverse. Elle commence avec toutes les variables et élimine successivement les moins significatives. Seules évidemment sont éliminées des variables non significatives selon le seuil de sortie indiqué. Lorsqu’il n’y a plus de variables non significatives, la procédure s’arrête.

Ces différentes procédures SPSS nous ont permis de faire la hiérarchisation des différents facteurs suivant le pouvoir décroissant du risque de divorce. Ce résultat est consigné dans le schéma1 ci-après :

schéma1 : Hiérarchisation des facteurs socioprofessionnels suivant le pouvoir

prédicteur de risque de divorce décroissant

FACTEURS DE DIVORCE LES

PLUS IMPORTANTS

POUVOIR PREDICTEUR

DECROISSANT

Statut du logement

+++++++++++

Position professionnelle de

l’homme (pouvoir inférieur)

+++++++

logement

+++++++

Niveau d’études atteint par le

conjoint

+++++

Position professionnelle du

conjoint (pouvoir supérieur)

+++++

Manque de Romantisme

+++++

Déplacements professionnels impliquant de passer la nuit hors du logement

+++

Travail du dimanche ou des jours

fériés

+++

Pratique inhabituelle de la religion

+++

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5. Fonction de survie de la moyenne des covariables des

différentes cohortes

Les fonctions de survie de la moyenne des covariables en fonction des durées de mariages des différentes cohortes, sont représentées dans les graphique1, graphique 2 et graphique3 ci-après. Ces graphiques décrivent l’évolution de la fonction de survie de la moyenne des covariables en fonction de la durée de mariage. Ainsi, on note une représentativité assez importante pour les deux premières cohortes (cohorte1 (1954-1963) ; cohorte2 (1964-1973)), pour les petites valeurs de ln(t), et donc les effets de ces deux cohortes, qui tendent à augmenter avec ln(t). La tendance est toutefois moins marquée pour la cohorte3 (1974-1983), où la représentativité est quasi-absente ou nulle. Compte tenu des effets des covariables, le nombre de divorce tend à augmenter faiblement avec la durée de mariage.

Plus particulièrement, l’influence des facteurs socioprofessionnels s’exerce sur la survie des mariages dans la première cohorte (1954-1963) à partir de 22 ans de mariage. Pour la deuxième cohorte (1964-1973), cette influence s’exerce à partir de 12 ans de mariage. Pour la dernière cohorte (1974-1983), l’influence des facteurs socioprofessionnels sur la survie des mariages s’exerce à partir de six ans de mariage.

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Conclusion

Finalement, nous voyons que l’itinéraire professionnel exerce une influence significative sur l’itinéraire matrimoniale. Les transitions du premier mariage au divorce sont donc associées aux facteurs socioprofessionnels des couples en unions. L’accès des femmes à l’emploi constitue un facteur de divorce non négligeable. Par ailleurs, l’accès au logement, la position socioprofessionnelle de l’homme (pouvoir inférieur) et celle de la femme (pouvoir supérieur), le niveau d’études atteint par le conjoint, l’absence habituelle du conjoint dans le logement, l’absence de romantisme, la pratique irrégulière ou nulle de la religion, et la région administrative de résidence sont les facteurs socioprofessionnels les plus associés au risque de divorce en France. Ainsi, lorsqu’on passe d’une génération à une autre, le niveau d’instruction des femmes augmente, et cela s’accompagne d’un risque de divorce variant entre 2% et 2,4 % selon le niveau atteint. Par ailleurs, la position professionnelle de l’emploi du conjoint augmente le risque de divorce de 4,7% pour les Ingénieurs ou cadres (personnels de catégorie A de la fonction publique). L’absence du conjoint dans le logement est également un facteur de risque de divorce important car les conjoints qui logent aussi ailleurs habituellement un ou plusieurs jours par semaine connaissent un risque de divorce de 1,5%. Lorsqu’on passe d’une génération à l’autre, l’organisation de la vie familiale devient difficile à gérer, compte tenu de l’activité professionnelle, qui implique parfois de passer la nuit hors du domicile familial. Cela s’accompagne d’un risque de divorce de 6,3%. Ainsi, il ne suffit pas seulement de ramener de l’argent à la maison ; il faut également avoir son logement, être romantique, et rester constamment auprès de son/sa partenaire, et bien organiser sa vie familiale.

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Bibliographie

1. ANTOINE Philippe et, P. BOCQUIER, 1995 : l'apport de l'analyse des biographies aux sciences sociales ; Démographes, UR 55 : "Enjeux de l'urbanisation".

2. ANTOINE Philippe et Jeanne NANITELAMIOR, 1995 : Peut-on échapper à la polygamie à Dakar, CePeD, 37p.

3. Antoine Philippe, 2002 : l'approche biographique de la nuptialité application à l’Afrique ; pp51-75 : Institut de recherche sur le développement (IRD), Paris. In

« Démographie : Analyse et synthèse. Les déterminants de la fécondité II ;

ra iella Caselli, Jacques allin, Guillaume J. Wunsch – 2002 ;

4. Ambert, A.-M. 2005a. Changing families: Relationships in context. Toronto: Pearson Education ;

5. Anne-Marie Ambert, 2009 : divorce : faits, causes et conséquences ; Université York (3e édition, 2009), 37p ;

6. Benoît Laplante et al., 2007 : L’analyse biographique des données d’enquêtes longitudinales prospectives à période d’observation courte ; Institut national de la recherche scientifique (Canada) ;

7. Clarkberg, M., Stolzenberg, R. M., and Waite, L. J. 1996. Attitudes, values, and entrance into cohabitational unions. Social Forces, 74 ;

8. Dupré, M. E., and Meadows, S. O. 2007. Disaggregating the effects of marital trajectories on health. Journal of Family Issues, 28, 623-652;

9. D.Perben, 2004 : Déclaration en tant que Ministre de la Justice sur le projet de loi relatf au divorce, au Sénat francais, le 7 janvier 2004, www.justice.gouv.fr, le 26 janvier 2004 ;

10. Fomby, P., and Cherlin, A. J. 2007. Family instability and child well-being.

American Sociological Review, 72, 181-2004 ;

11. Insee, 2003 : l’Institut National de la Statistique et des Etudes Economiques (Insee) de France, portant sur « les Histoires de vie et les Identités familiales », www.insee.fr ;

12. Nicolas S. Müller et al ., 2008 : Visualisation et classification des parcours de vie ; Département d’économétrie, Université de enève, 12p.

13. Eurostat, 2011 : Données plus récentes sur les mariages et les divorces dans

p. 22

http://epp.eurostat.ec.europa.eu/statistics_explained/index.php/Marriage_and_ divorce_statistics/fr.

14. Insee, 2006 : Femmes en Nord pas de Calais : regards croisés sur la

parité, édition 2006.

15. Insee, 2012 : Nord pas de Calais : Actualités régionales 2012.

16. Insee, 2012 : Approche prospective de la pauvreté des retraités en région du centre : Une hausse soutenable sous conditions, n° 176 de février 2012. Serre Olivier, 2012 : Familles en Lorraine : Un effritement du modèle traditionnel, N°281, mars 2013, Economie.Insee.

17. Laure Chaussebourg et al,. 2009 : Le divorce, Ministère de la Justice ;

Secrétariat Général Service support et moyens du ministère Sous-direction de

la Statistique et des Études (SG-2S2M- SDSE- BDSE, Juin 2009.

18. Rogge et al., 2013: Divorce Rate Cut in Half for Couples Who Discussed Relationship Movies;

(http://www.mdconnects.com/articles/302/20140131/divorce-rate-cut-half-couples-who-discussed-relationship-movies.htm)