Chapitre 5. Fréquence des désaccords, satisfaction dans le couple et séparation
p. 137-160
Note de l’auteur
Cette recherche a été en partie financée par une bourse du European Research Council (n° 284238, EURREP) dans le cadre du programme Européen FP7.
Texte intégral
Introduction
1En France, alors que les séparations se sont multiplié depuis la fin des années 19601, le paysage des unions s’est transformé : développement de la cohabitation et des naissances hors mariage, multiplication des familles recomposées, etc. Les ruptures et les divorces en France ont été largement étudiés pendant cette période de changement (Baillon et al., 1981 ; Blayo et Festy, 1976 ; Desplanques, 1987 ; Toulemon, 1996). Les déterminants sociodémographiques et les suites de la séparation ont fait l’objet d’études détaillées qui couvrent aussi la période plus récente, alors que ces comportements sont devenus communs et que leur essor se stabilise peu à peu (Beaujouan, 2009 ; Prioux, 2005).
2Le contexte familial initial – enfants ou non, mariage ou cohabitation – apparaît primordial pour comprendre les séparations (Beaujouan, 2009 ; Toulemon, 1996). Cependant, l’utilisation de données rétrospectives ne permet pas de prendre en compte certaines particularités des unions rompues : leur composition sociale (caractéristiques professionnelles des deux conjoints identiques (homogamie) ou différentes (hyper/hypogamie)2) ou encore les conditions de couple plus subjectives, comme la fréquence des désaccords ou le degré de satisfaction de la relation. Pour ce qui est des études sur les liens entre désaccords et séparation, elles ont été jusqu’à maintenant principalement menées aux États-Unis (encadré 1). Les données longitudinales offertes par les trois vagues de l’enquête Érfi apportent le matériel nécessaire pour étudier le cas de la France.
Encadré 1. Un état de l’art
Les risques de séparation augmentant en général avec la fréquence des désaccords déclarés dans un couple (voir revue de la littérature réalisée aux États-Unis par Hatch et Bulcroft, 2004), il est intéressant de mener une analyse plus fine du contexte et des raisons de ces désaccords. Par exemple, ils touchent plus particulièrement les jeunes couples et les foyers comprenant au moins un enfant (Hatch et Bulcroft, 2004). L’aspect financier est une composante importante des désaccords et, par rapport à d’autres types de désaccords comme sur le temps passé ensemble, les rapports sexuels ou les beaux-parents, il est le plus fréquemment associé à des discussions agitées plutôt que calmes – les désaccords à propos des tâches ménagères suivant de près ; les désaccords financiers sont aussi fortement associés au divorce (Dew et al., 2012). La façon de gérer les désaccords, notamment par des discussions calmes plutôt que des discussions houleuses, paraît cependant fortement décider de la stabilité d’un couple (Dew et al., 2012). Cet effet médiateur a été retrouvé par ailleurs : des stratégies de discussion adaptées pour faire face aux difficultés supplémentaires liées aux beaux-enfants accroîtraient les chances de rester ensemble dans les familles recomposées (Saint-Jacques, 2013). La réponse apportée aux désaccords (discussion calme, conflits, etc.) pourrait donc être autant, voire plus, associée aux risques de séparation que les désaccords eux-mêmes.
La satisfaction déclarée par un membre du couple n’est que faiblement associée à la stabilité de l’union (voir une synthèse de 115 études américaines dans Karney et Bradbury, 1995). Par ailleurs, les facteurs associés à la satisfaction et à la stabilité sont très similaires aux États-Unis (Karney et Bradbury, 1995). Ils sont en général semblables pour les deux sexes, bien qu’inactivité et faibles revenus de la femme soient à relier à une plus grande stabilité et satisfaction dans le mariage, alors que c’est l’inverse pour l’homme. La satisfaction quant à la relation semble également augmenter avec le niveau d’instruction (Hatch et Bulcroft, 2004 ; Karney et Bradbury, 1995 ; Wiik et al., 2012), mais varie selon l’étape de la trajectoire du couple (Rollins et Feldman, 1974 ; Walker, 1977). C’est en général lorsque le couple vit avec des enfants que le niveau de satisfaction est le plus bas, la présence de beaux-enfants dans le foyer ayant également un effet négatif, mais de plus faible ampleur (Renne, 1974 ; Wiik et al., 2012). Les couples sans enfant ou dont les enfants ont quitté le foyer semblent les plus satisfaits. En Europe, même si elle est associée à une moindre satisfaction, la présence d’enfants ou de beaux-enfants n’augmente pas non plus le risque d’envisager une séparation (Wiik et al., 2012).
Finalement, il a été montré à de nombreuses reprises que les unions commencées à des âges jeunes, sans mariage, ou avec des enfants d’une union antérieure, sont plus souvent instables (voir revue de la littérature dans Lyngstad et Jalovaara, 2010). Les études récentes sur le lien entre situation socioéconomique de l’enquêté(e) et séparation traitent plus souvent du niveau d’instruction que de la classe sociale, et portent sur le divorce. Les résultats varient selon les études mais il ressort qu’en général, dans des pays où le divorce est rare, ce sont les femmes les plus instruites qui divorcent le plus, la corrélation s’atténuant lorsqu’il devient fréquent (Matysiak et al., 2013). Cependant, d’autres études ont montré que de façon plus générale, ce sont les femmes de milieu social modeste qui divorcent ou se séparent le plus (Haskey, 1984 ; Jalovaara, 2002 ; Kellerhals et al., 1985). En définitive, la composition socioprofessionnelle du couple semble reliée au risque de se séparer, avec certains types de couples hétérogames plus instables, mais les résultats sont épars et portent sur des types d’union très différents (Mäenpää et Jalovaara, 2014 ; Raeymaeckers et al., 2008).
3Nous reprenons dans ce chapitre les problématiques marquantes des études menées dans d’autres pays.
La fréquence de désaccords dans le couple peut-elle être associée à une moindre satisfaction individuelle et au fait d’avoir envisagé la séparation ? Et si c’est le cas, constate-t-on ces mêmes liens, que la réaction aux désaccords soit calme ou agressive ?
Les personnes qui se séparent sont-elles celles qui sont le plus souvent en désaccord dans leur couple, qui se disent moins satisfaites de leur relation et qui ont déjà envisagé de rompre ? L’étude séparée des hommes et des femmes enrichira les analyses existantes, lesquelles portent le plus souvent uniquement sur les femmes.
Existe-t-il des situations sociales ou familiales dans lesquelles les personnes sont moins satisfaites de leur couple, dans lesquelles elles se séparent davantage ? La composition socioprofessionnelle du couple (homogamie, hétérogamie) pourrait être associée à ces événements. De même, nous examinons le lien avec la présence d’enfants ou de beaux-enfants dans le foyer.
I. Données et méthode
1. La construction des modèles
4Ce chapitre s’appuie sur les trois vagues de l’enquête Érfi (voir chapitre 1). Après une courte description de ce que recouvrent les désaccords en première vague et de la construction de nos variables d’intérêt, nous utilisons des régressions logistiques simples sur l’échantillon transversal des personnes en couple en 2005 avec pour variable d’intérêt (1) la satisfaction du couple et (2) le fait d’avoir envisagé la séparation au cours de la dernière année (voir encadré 2 sur la formulation des questions dans l’enquête et des définitions retenues). Nous modélisons ensuite la séparation dans les six années qui suivent la première vague d’enquête.
5Lors de l’enquête, les questions relatives à la satisfaction quant à la relation conjugale et au fait d’avoir envisagé de se séparer au cours des douze derniers mois n’étaient pas posées lorsqu’une tierce personne était présente lors de l’entretien. Les régressions logistiques sur la satisfaction et le fait d’avoir envisagé de se séparer n’incluent donc pas ces personnes (soit 618 hommes et 524 femmes) mais reposent sur 1058 hommes et 1736 femmes lorsque l’analyse porte sur l’ensemble des personnes en couple en 2005. Les réponses relatives à la manière de gérer les désaccords dans le couple ne subissent pas de biais substantiels liés à la présence du conjoint lors de l’entretien. En revanche, les questions sur les désaccords reçoivent des réponses moins négatives lorsque le ou la conjointe est présente auprès du répondant (Régnier-Loilier et Guisse, 2009).
6Pour analyser les séparations, nous utilisons les données des trois vagues de l’enquête (2005, 2008, 2011), en limitant l’observation aux personnes en couple en 2005 et présentes en troisième vague. Alors que la première vague donne toutes les informations nécessaires pour décrire la situation de couple (durée, unions précédentes, nombre d’enfants) et la qualité perçue de la relation (désaccords, satisfaction et si la personne a envisagé de se séparer au cours de l’année passée), les vagues suivantes reportent les changements familiaux dans les six ans après la première enquête. La vague 2 est utilisée uniquement pour reconstituer l’histoire de couple après le premier entretien, et notre échantillon inclut aussi les personnes interrogées en troisième vague qui n’avaient pas répondu à la deuxième (dans ce cas, il leur était demandé en vague 3 de récapituler leur histoire conjugale depuis la première vague). Par souci d’homogénéité, notamment pour éviter de biaiser l’échantillon en supprimant les répondants dont un tiers était présent lors du passage d’enquête, nous conservons ces personnes dans notre modélisation des séparations et contrôlons simplement la présence d’une tierce personne. L’échantillon sur lequel portent les modèles de séparation est donc composé de 1035 hommes et 1452 femmes présents en première et dernière vague, et en couple lors de la première vague. Parmi eux, 149 hommes et 252 femmes ont vu cette union rompue dans l’intervalle.
Encadré 2. Formulation des questions dans l’enquête
Dans le questionnaire Érfi de 2005 (vague 1), sur les questions relatives aux désaccords et à leur gestion, neuf sujets étaient listés : tâches ménagères, argent, organisation des loisirs, relations avec les amis, relations avec parents et beaux-parents, éducation des enfants, désir d’enfant, consommation d’alcool, relations sexuelles. Le répondant devait, pour chacun des sujets, indiquer à quelle fréquence des désaccords étaient survenus entre lui et son/sa conjoint(e) au cours des douze derniers mois, à partir d’une échelle à cinq modalités allant de jamais à très souvent. Nous considérons que si les désaccords sont rares ou inexistants pour tous les sujets listés, alors cette personne est rarement ou jamais en désaccord avec son conjoint. À l’inverse, si au moins un sujet donne lieu à des désaccords souvent ou très souvent, alors la personne est considérée comme fréquemment en désaccord avec son conjoint(1).
Le questionnaire relevait également les réactions du répondant et celles de son partenaire à partir de la question suivante : « Les couples peuvent gérer de façons différentes les désaccords importants. Quand un tel désaccord survient avec votre conjoint, vous arrive-t-il jamais, rarement, parfois, souvent, très souvent… de garder votre avis pour vous ; de discuter calmement ; de vous emporter ou de crier ; de finir par devenir violent ? ». Il s’agit ici de déclaratif subjectif, la question ne faisant pas l’objet de consigne précise dans l’enquête.
Concernant le degré de satisfaction de la relation de couple, la question était : « Dans quelle mesure êtes-vous satisfait(e) de vos relations avec votre conjoint(e) ? Donner une note de 0 à 10 où 0 signifie “pas du tout satisfait” et 10 “totalement satisfait” ». Finalement, on demandait si la personne avait « envisagé de mettre un terme à sa vie de couple » au cours des douze derniers mois.
(1) Pour simplifier, nous n’exposons ici que les deux cas spécifiques rarement ou jamais et fréquemment. Les cas intermédiaires sont nombreux, incluant notamment la modalité « parfois ». Par exemple, des personnes ayant déclaré avoir des désaccords sur certains des sujets parfois et sur d’autres sujets rarement ou jamais, seront dans ce groupe intermédiaire.
7Les régressions logistiques tiennent compte de la durée depuis laquelle l’union est formée et d’autres spécificités sociodémographiques de l’individu. Les effectifs des différentes modalités des variables sont renseignés en annexe 1. Le type d’union, l’âge auquel celle-ci a commencé ainsi que son rang étant souvent associés à la séparation, nous les contrôlons dans chaque modèle. Nous répondons aux questions relatives à la parentalité en utilisant des variables binaires de présence ou d’absence d’enfants (ou de beaux-enfants) dans le foyer. Une interaction de la situation professionnelle des deux conjoints est introduite, ainsi que leur écart d’âge. Lorsque l’information n’était pas disponible pour l’un des deux conjoints, nous avons créé la modalité « au moins un non concerné » (15 % des cas). L’influence de la pratique religieuse et du pays d’origine est testée, mais leur introduction n’améliorant pas le modèle des séparations, ces deux dernières variables ne sont pas gardées ; notons tout de même que pratique religieuse et pays d’origine, au sens large, ne semblent pas reliés au risque de séparation dans les six ans. Pour compléter l’étude de la séparation, nous introduisons progressivement dans l’analyse les variables relatives aux désaccords et à la réaction face aux désaccords, à la satisfaction de la relation et à la stabilité perçue de celle-ci. La construction de ces variables est décrite dans la partie suivante.
2. Les données longitudinales
8Les données longitudinales issues des trois vagues d’Érfi se prêtent particulièrement bien à l’étude que nous proposons de mener. Demander rétrospectivement des informations subjectives et des intentions n’est en effet pas envisageable car elles souffrent de reconstruction a posteriori en fonction des événements ou de défaut de mémoire (Bankole et Westoff, 1998 ; Lelièvre et al., 2009). En revanche, les collecter lors d’une première vague d’enquête et étudier les événements que vivent les personnes dans les années qui suivent, en l’occurrence les ruptures, est méthodologiquement approprié.
9Toutefois, les données de panel ont aussi leurs défauts, et des biais peuvent apparaître du fait de l’attrition : ici notamment, nous ne pouvons quantifier les séparations avec certitude. La qualité des données sur les séparations en longitudinal est difficile à tester avec les sources de données extérieures disponibles, mais les proportions observées semblent sous-estimées en raison de l’érosion de l’échantillon au fil des vagues. Également du fait de l’attrition (annexes 2 et 3), et malgré un échantillon initial conséquent (10000 répondants dans Érfi), les effectifs observés en troisième vague et le nombre d’événements (149 séparations pour les hommes et 252 pour les femmes) sont plutôt faibles. Ils ne permettent donc pas une décomposition pointue de l’analyse, empêchant de proposer des conclusions claires sur certains points.
3. Le problème de l’attrition dans l’enquête
10Parmi les personnes initialement enquêtées, 43 % ne sont pas présentes dans l’échantillon de la troisième vague (chapitre 2). Or les personnes qui ne sont pas suivies ont généralement des caractéristiques spécifiques. Par exemple, dans Érfi, les hommes jeunes sortent plus souvent du suivi que les autres, mais aussi les personnes vivant seules (sans ou avec jeunes enfants). Cela contribue à la déformation de la structure de l’échantillon. L’étude de la séparation nous confronte directement à cette question de l’attrition : ayant souvent dû déménager au moment de la séparation, les personnes qui se sont séparées entre la vague 1 et la vague 3 sont par déduction moins faciles à atteindre et participeront moins souvent à la dernière vague. Le taux de séparations dans les six années après la première vague est de fait très certainement sous-estimé (détail en annexe 2). Par ailleurs, les variables d’intérêt que nous utilisons peuvent voir leur lien avec la probabilité de se séparer modifié du fait de l’attrition sélective. Dans ce cas, il existe des méthodes pour tenir compte du biais d’attrition dans les modèles. Toutefois, nous nous en tenons à des modèles simples pour cette étude, décision appuyée par le tableau présenté en annexe 3 qui ne montre pas de déformation excessive de l’échantillon étudié des personnes en couple lors de la première vague, après attrition.
II. Sujets de désaccords et perception auto-déclarée de la relation de couple en 2005
1. Thèmes de désaccords et réactions des répondants
11À l’analyse des résultats (tableau 1), sur l’ensemble des sujets listés, les désaccords sont rares ou inexistants pour un quart des répondants en couple (voir encadré 2) ; ils sont fréquents pour un cinquième des hommes et moins d’un tiers des femmes sur au moins l’un des sujets. Dans les unions de plus de 25 ans, les désaccords sont moins fréquents que dans les unions plus courtes, ceci pouvant tenir au fait que les unions moins conflictuelles ont plus de chances de durer – comme spécifié dans Hatch et Bulcroft (2004).
Tableau 1. Fréquence des désaccords, des réactions relatives au désaccord, des marqueurs de satisfaction dans le couple en 2005 par durée de l’union

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans en couple en 2005. Les effectifs observés varient selon les filtres appliqués aux différentes questions.
Source : Érfi-GGS1, Ined-Insee, 2005.
12La réaction en cas de désaccords par une discussion calme (réponse « discuter calmement ») est moins fréquente avec la durée de l’union, et les réactions personnelles par des cris ou de la violence demeurent en proportion stable3. Cela traduit au moins de discussions à propos des désaccords dans les unions plus longues. Par un effet très net de sélection, moins de personnes ont envisagé de se séparer dans les douze mois précédents dans les unions longues que dans les unions courtes. Il est intéressant de noter que les femmes ont envisagé de se séparer bien plus souvent que les hommes, 15 % contre 9 %. Au total, dans une grande majorité des couples, les répondants (87 % des hommes et 80 % des femmes) se déclarent satisfaits de la relation (au moins 8 sur une échelle de 0 à 10) et moins de femmes semblent satisfaites dans les unions longues que dans les unions courtes. Les quatre sujets de désaccords fréquents les plus reportés sont les tâches ménagères, les parents, l’éducation des enfants et l’argent (tableau 2). Organisation des loisirs, relations avec les amis, désir d’enfant, consommation d’alcool et relations sexuelles ne sont pas des sujets aussi fréquents de désaccords4. L’éducation des enfants vient en tête pour les femmes, mais en dernier pour les hommes aux côtés de l’argent. L’ordre change quelque peu selon l’entente du couple, mais les raisons restent les mêmes, avec une exception majeure : les personnes qui déclarent réagir par des « cris ou de la violence » en cas de désaccords et celles qui ont envisagé de se séparer ont souvent l’argent pour sujet de mésentente. Dans le cas des hommes, c’est même la cause majeure en cas de « cris ou violence ». Cela recoupe la recherche par Dew et al. (2012) exposée dans l’encadré 1 : avoir des désaccords à propos de l’argent et réagir nerveusement semble donc relié, plus que pour d’autres sujets de désaccord.
Tableau 2. Causes majeures de désaccord dans le couple, selon la réaction aux désaccords et la satisfaction quant au couple, en 2005

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans en couple en 2005, avec au moins un désaccord. Le classement est reconstitué directement à partir des proportions reportant avoir eu ces désaccords souvent ou très souvent. Les personnes vivant avec au moins un enfant dans le ménage sont les seules au dénominateur pour les désaccords à propos de l’éducation des enfants, et celles appartenant à un couple où la femme a moins de 50 ans pour la question sur le désir d’enfant. Lecture : pour les hommes qui déclarent avoir des « discussions calmes », la cause première de désaccord (« numéro 1 ») porte sur la relation avec les parents. Sur l’ensemble des femmes, la deuxième cause de désaccord porte sur la relation avec les parents.
Source : Érfi-GGS1, Ined-Insee, 2005.
2. Désaccords, gestion des désaccords et lien avec la perception du couple
13Avant d’étudier les facteurs associés à la séparation, on explore la façon dont les désaccords dans le couple et la réaction, calme ou agressive, sont liés au degré de satisfaction vis-à-vis de la relation ou encore au fait d’avoir envisagé une séparation5.
14On constate que les désaccords et les discussions qui en découlent sont fortement liés à la perception de la relation, pour les hommes comme pour les femmes (tableau 3)6. De façon attendue, les couples qui se disent les plus satisfaits de leur relation (mais aussi ceux qui n’ont pas envisagé de séparation) sont aussi ceux qui ne connaissent que rarement des désaccords entre eux (versus plus souvent) et/ou ceux qui échangent le plus de manière calme (versus moins fréquemment). À l’inverse, sans surprise, ceux qui connaissent des désaccords fréquents ou qui se disputent souvent sont aussi les moins satisfaits, et/ou sont proportionnellement plus nombreux à avoir envisagé la séparation.
Tableau 3. Régression logistique modélisant le fait (a) d’être satisfait de la relation (vs non satisfait), (b) d’avoir envisagé la séparation (vs ne pas l’avoir envisagée) (odds ratio)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans et en couple en 2005, ayant répondu aux questions sur la satisfaction et la perspective passée de séparation (lorsqu’un tiers était présent, ces questions n’étaient pas posées). Autres contrôles : voir tableau en annexe 4. Note : les variables d’intérêt sont des variables binaires calculées à partir de la fréquence des désaccords sur les neuf sujets et de la manière dont les personnes gèrent les désaccords, comme décrit dans la partie II-1. La catégorie prise en référence correspond toujours à l’ensemble des autres situations. Lecture (modèles « a ») : un odds ratio supérieur à 1 (resp. inférieur à 1) et significatif indique que l’on est en présence d’un facteur qui accroît (resp. diminue) la propension à être satisfait de sa relation. Légende : *** significatif à 0,1 % ; ** à 1 % ; * à 5 % ; sans * = non significatif.
Source : Érfi-GGS1, Ined-Insee, 2005.
15La réaction aux désaccords est étroitement liée au sentiment de satisfaction de son couple et au fait d’avoir envisagé ou non une séparation (tableau 3). Particulièrement, en cas de désaccords rares comme de désaccords fréquents, les discussions calmes restent reliées à une plus grande satisfaction (résultat confirmé par une interaction entre la fréquence des désaccords et la gestion de ceux-ci). Dans les deux situations, ces discussions sont reliées négativement mais peu significativement au fait d’avoir envisagé la séparation. Il est donc possible que les discussions calmes aient un effet médiateur qui relativise la réaction aux désaccords, bien que ce puisse aussi être les personnes les plus positives ou les moins prêtes à se séparer qui décident de discuter calmement avec leur conjoint.
16En outre, les interactions confirment qu’en cas de désaccords fréquents, réagir par des cris ou de la violence est strictement relié à une moindre satisfaction et à avoir envisagé plus souvent la séparation.
III. Lien entre désaccords, perception du couple et séparations à partir des données longitudinales
17Nous étudions à présent les séparations entre 2005 et 2011, leurs déterminants démographiques, et comment les désaccords, la manière de les gérer, la satisfaction de l’union et le fait d’avoir envisagé de mettre un terme à sa vie de couple, peuvent être reliés à la probabilité de s’être séparé. Malgré les limites des données longitudinales résumées dans la partie méthode, quelques résultats nouveaux peuvent être dégagés.
1. Caractéristiques sociodémographiques et risque de séparation
a. Les caractéristiques de l’union
18Alors que la proportion de couples s’étant séparés au cours des six années observées (2005-2011) décroît avec l’âge et la durée de l’union (annexe 2), ces tendances ne sont plus aussi nettes une fois les autres caractéristiques des individus prises en compte (tableau 4). Pour les femmes, seul l’âge reste significatif tandis que pour les hommes, seule la durée de l’union l’est. Les femmes âgées de moins de 30 ans ont un odds ratio de séparation 1,8 fois plus élevé que les femmes de 30-44 ans, alors même que les plus jeunes se disaient relativement plus satisfaites de la relation (annexe 4). Concernant les hommes, ceux en couple depuis moins de 5 ans ont un odds ratio de séparation 1,8 fois plus élevé que ceux en couple depuis 5 à 14 ans.
Tableau 4. Régression logistique modélisant le fait de s’être séparé au cours des six années d’enquête (odds ratio et erreur standard entre parenthèses)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans en couple en 2005 et réinterrogés en 2011. Note : le modèle 2 contient, en plus des variables sociodémographiques du modèle 1, les variables relatives aux désaccords et à la perception du couple. Lecture : un odds ratio supérieur à 1 (resp. inférieur à 1) et significatif indique que l’on est en présence d’un facteur qui accroît (resp. diminue) la propension à s’être séparé entre 2005 et 2011. Légende : Réf. = situation de référence ; *** significatif à 0,1 % ; ** à 1 % ; * à 5 % ;× à 10 % ; sans * = non significatif.
Source : Érfi-GGS123, Ined-Insee, 2005-2008-2011.
19Les hommes en deuxième union ou en union de rang supérieur sont significativement plus nombreux à se séparer de nouveau, mais ce n’est pas le cas chez les femmes7. Que l’on soit marié ou en union libre, les chances de se séparer diffèrent assez peu8. Seuls les hommes en « mariage direct » (lorsque les conjoints ont commencé à vivre ensemble au moment du mariage) ont une moindre propension à s’être séparés, avant que les variables relatives à la qualité de l’union n’aient été contrôlées (OR de 0,61 significatif au seuil de 7 %). Au total, alors que les personnes mariées étaient très clairement plus souvent satisfaites de leur relation et moins souvent dans une perspective de séparation en vague 1 (annexe 4), cela ne correspond pas à une tendance nette de séparation fréquente dans les six années qui ont suivi.
b. Enfants et beaux-enfants
20La présence d’enfants du couple dans le ménage a-t-elle un impact sur la fréquence des séparations ? On constate qu’elle n’est pas associée à moins de séparations dans les six années qui suivent (les effectifs sont suffisants pour en tirer des conclusions : environ 700 cas pour les hommes et 1000 pour les femmes, avec des odds ratio proches de 1). Après contrôle par les facteurs de satisfaction et de solidité perçue de la relation en début de période, l’odds ratio pour les femmes vivant avec des enfants communs dans le ménage baisse cependant de 0,81 à 0,68. Cela suggère qu’à qualité perçue de la relation équivalente, les femmes qui vivent avec des enfants eus avec leur conjoint actuel rompent moins souvent. Lorsque les enfants du couple ne vivent pas dans le ménage, par exemple parce qu’ils ont quitté le foyer parental, cela ne modifie pas significativement l’association (les effectifs semblent assez élevés, avec 228 hommes et 308 femmes). Les femmes qui ont des beaux-enfants ne résidant pas dans le ménage ont un odds ratio de séparation deux fois plus élevé et significatif9.
c. Hétérogamie sociale
21En général, les hommes cadres, agriculteurs ou artisans ont les odds ratios de rupture les plus élevés (résultat non présenté). Plus précisément, les hommes de classe moyenne (employés et professions intermédiaires) en couple avec une femme de classe populaire (agricultrice, ouvrière) ont un odds ratio de rupture plus élevés (jusqu’à trois fois) que les hommes dans des couples homogames de classe moyenne ou cadres (tableau 4). Bien que l’effet soit seulement significatif à 6 %, les cadres ayant une conjointe moins qualifiée semblent également rompre plus souvent. On ne retrouve pas le résultat équivalent dans les unions déclarées par les femmes10 : les femmes de classe populaire ou moyenne qui ont pour conjoint un homme cadre se sépareraient plutôt moins (OR = 0,53 à 7 %) que les femmes des couples homogames issus de classes moyennes. Pour les femmes, les niveaux de rupture ne diffèrent pas significativement d’une classe à l’autre (résultat non présenté). En revanche, si la femme est cadre et que son conjoint occupe une catégorie socioprofessionnelle moins élevée, l’odds ratio de séparation est le plus faible (mais la situation est rare : seules 58 des 1 452 femmes étudiées ici sont dans cette situation). Enfin, si l’un des conjoints n’a pas signalé sa catégorie socioprofessionnelle11 (« non concerné »), la valeur des odds ratio de rupture est en général plus élevée, particulièrement chez les hommes. Cela correspond aussi à un plus fort mécontentement vis-à-vis de l’union, mais cette catégorie est difficile à interpréter car assez hétérogène (annexe 4).
22Les variables sur les désaccords, la réaction aux désaccords et la satisfaction quant à la relation sont détaillées dans la partie suivante. Comme nous l’avons vu, ces variables sont inter-corrélées, et pour cette raison nous préférons ne les commenter qu’en les introduisant progressivement dans le modèle de séparation.
2. Désaccords, satisfaction de la relation et risque de séparation
23Nous avons vu que les variables démographiques n’apparaissaient pas fortement liées à la séparation. Les effectifs plutôt faibles et un nombre modéré d’événements affaiblissent la modélisation des séparations, nécessitant une forte spécificité des variables explicatives pour que leurs coefficients soient significatifs. De fait, au vu des fortes variations des désaccords et de la satisfaction selon les couples, et de leur fort pouvoir explicatif les uns envers les autres, on s’attend à ce qu’ils soient davantage associés au risque de séparation.
24Alors que les désaccords et la manière de les gérer étaient très fortement reliés à la satisfaction et au fait d’avoir envisagé la séparation en première vague (tableau 3), ils ne sont pas liés de la même manière au fait de s’être séparé entre 2005 et 2011 (tableau 5). Si les désaccords fréquents restent fortement associés à un risque accru de séparation, n’avoir que rarement des désaccords ne diminue pas l’odds ratio de séparation pour les hommes, une fois les autres éléments contrôlés (odds ratio proche de 1). Pour les femmes, n’avoir que rarement des désaccords reste en lien avec une plus grande stabilité de l’union, bien que l’odds ratio se rapproche de 1 une fois les variables sur la réaction avec des désaccords introduites. En outre, chez les hommes les discussions calmes correspondent à des unions un peu plus solides. Bien qu’elle ait été strictement associée à une moindre satisfaction et au fait d’envisager la séparation, la réponse par cris ou violence au désaccord n’est pas significativement associée à la probabilité de séparation12. C’est donc principalement en cas de désaccords fréquents que les séparations sont plus fréquentes.
Tableau 5. Régression logistique modélisant le fait de s’être séparé au cours des six années d’enquête (odds ratio)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans et en couple en 2005 et réinterrogés en 2011. Lorsqu’un tiers était présent lors de l’entretien, les questions sur la satisfaction et la perspective passée de séparation n’étaient pas posée : tout le monde est inclus mais nous contrôlons la présence d’un tiers. Autres contrôles : comme dans le tableau 4. Note : introduction progressive des variables binaires sur le désaccord et sur la qualité de la relation, contrôle des autres variables qui saturent le modèle pour les hommes ou les femmes. Lecture : un odds ratio supérieur à 1 (resp. inférieur à 1) et significatif indique que l’on est en présence d’un facteur qui accroît (resp. diminue) la propension à s’être séparé entre 2005 et 2011. Légende : *** significatif à 0,1 % ; ** à 1 % ; * à 5 % ; sans * = non significatif.
Source : Érfi-GGS123, Ined-Insee, 2005-2008-2011.
25Les variables sur la satisfaction et la solidité perçue de la relation sont reliées de façon inédite et genrée à la séparation : ce sont particulièrement les hommes qui en 2005 avaient déjà songé à se séparer qui se séparent le plus dans les six années qui ont suivi, alors que chez les femmes, séparation et satisfaction sont les plus reliées. Chez elles, avoir envisagé de se séparer n’est significatif qu’au seuil de 6 % et l’amplitude est bien plus faible que chez les hommes, montrant que ce n’est pas aussi relié à la décision finale de se séparer que chez eux. Chez les hommes, en revanche, la satisfaction de la relation n’est pas significativement associée au risque de séparation.
Conclusion
26En accord avec des études précédentes et nos hypothèses, désaccords au sein du couple, perception de la satisfaction de la relation conjugale, mode de gestion des désaccords et probabilité de se séparer dans les six ans sont fortement liés. En particulier, des désaccords fréquents correspondent à une moindre satisfaction dans le couple et à avoir plus souvent envisagé de se séparer ; ils doublent presque les odds ratios de séparation dans les six années après l’observation. Le fait de gérer les désaccords importants au sein du couple par des discussions calmes est associé à être plus satisfait de sa relation, mais réduit finalement assez peu le risque de séparation, notamment chez les femmes. De même, une réaction plus agressive en cas de désaccord (cris et parfois violence) est rattachée à une perception de la relation plus négative, mais ce mode de réaction est en lui-même peu lié directement à la rupture.
27Chez les hommes, avoir envisagé la rupture conduit à une séparation effective plus fréquente alors que ce n’est pas le cas chez les femmes. À l’inverse, les femmes ont une probabilité plus faible de se séparer lorsqu’elles déclarent être satisfaites de leur vie de couple, alors que ce lien ne ressort pas chez les hommes. Une différence nettement genrée apparaît donc dans le processus de séparation. Les hommes semblent moins ambivalents : ils ont deux fois moins souvent que les femmes envisagé de se séparer dans la dernière année, mais lorsque c’est le cas, leurs chances de se séparer sont démultipliées. Cette différence entre les hommes et les femmes peut traduire plus de lien entre la pensée et l’action de se séparer chez les hommes, mais plus de lien entre la perception de la relation et la décision de rompre chez les femmes.
28Dans ce chapitre, nous étions également intéressés par la composition socioprofessionnelle du couple. Malgré les faibles effectifs de l’échantillon, il ressort de notre étude que les hommes d’une catégorie socioprofessionnelle donnée, dont la conjointe est dans une position moins élevée, ont une union moins stable que ceux de cette même catégorie dans un couple homogame. Ces tests d’hétérogamie donnent des résultats moins marqués pour les femmes, mais il ressort tout de même que les femmes cadres, en couple avec un conjoint de statut moins élevé, ont les risques de rupture les plus faibles.
29En France dans les années 2000, d’après les données des enquêtes Érfi, ni les femmes cadres ni les femmes de classe populaire ne semblent significativement plus nombreuses à se séparer que les femmes de professions intermédiaires. Nous ne pouvons donc pas confirmer dans le contexte actuel les résultats passés ou ceux d’autres pays qui indiquent que les femmes de milieu modeste tendent à se séparer davantage. Il semblerait en revanche, alors que les séparations sont devenues communes en France, que les femmes de tous les groupes sociaux soient également affectées. Les hommes cadres semblent cependant se séparer plus souvent que ceux des classes intermédiaires.
30Alors que les mariages sont en général plus stables que les unions libres, on ne retrouve pas non plus clairement ce résultat ici, à autres caractéristiques identiques. Seuls les mariages directs des hommes semblent plus stables, et les pacs ne sont pas encore en assez grand nombre pour tirer de conclusion13. La présence d’enfants ou de beaux-enfants au moment du premier passage de l’enquête est assez difficile à relier aux probabilités de séparation. Les enfants du couple dans le ménage ou hors ménage ne semblent pas associés à moins de séparations, sauf peut-être pour les femmes, à qualité perçue de la relation identique. On observe néanmoins une moindre stabilité des unions chez les femmes ayant des beaux-enfants hors ménage lors de la première enquête, mais les effectifs relatifs aux beaux-enfants dans le ménage et des hommes ayant des beaux-enfants sont trop faibles pour donner plus d’indices sur la dynamique des belles familles. En outre, la mobilité des enfants lorsqu’ils approchent l’âge adulte est plus grande, et la situation a pu changer dans les six années entre les deux enquêtes.
31Les pays qui ont commencé leur transition familiale dans les années 1970, comme la France ou le Royaume-Uni, connaissent aujourd’hui une stabilisation du taux de divorce (Office for National Statistics, 2012 ; Prioux et Barbieri, 2012) et l’équilibre entre mariage et unions libres semble également se stabiliser (Ní Bhrolcháin et Beaujouan, 2013 ; Prioux, 2009). Les séparations étant devenues courantes et diffuses dans toute la société, des segments particuliers de la population ne se distingueraient donc plus. Le rôle des variables socio-demographiques, telles que mariage versus union libre, avoir des enfants communs ou non, la catégorie socioprofessionelle, deviendrait alors moins discriminant pour le risque de séparation. Des études supplémentaires couvrant la période récente restent nécessaires, mais il semble ici qu’en France, ni le mariage ni les enfants nés dans l’union ne différencient plus les couples en termes de stabilité (Prioux, 2005 ; Toulemon, 1996).
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Références bibliographiques
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Annexe
Annexes
Annexe 1. Effectifs dans les modèles
Tableau A. Effectifs observés pour les variables utilisées dans les modélisations du tableau 4

* en couple en 1e vague pour tous les modèles, mais sous sélection : pas de tierce personne au moment de la passation du questionnaire pour les modèles sur la satisfaction et l’intention de se séparer ; toujours présent en vague 2 pour le modèle sur les séparations. Pour 1 homme et 3 femmes, la durée de l’union n’est pas connue : ils ont été exclus.
Source : Érfi-GGS1-3, Ined-Insee, 2005-2011.
Annexe 2. Qualité des données. Séparations et test de l’attrition
En six ans, les séparations ont été fréquentes (figure A) : aux âges les plus jeunes (20-24 ans) presqu’un tiers des hommes et des femmes en couple lors de la première vague et qui sont toujours présents dans la troisième vague se sont séparés. La fréquence décroît avec l’âge, et n’est plus que de 5 à 10 % à partir de 45 ans. Les séparations recensées sont aussi plus nombreuses aux durées courtes, et leur fréquence diminue régulièrement avec la durée de l’union en cours lors de la première enquête. Laurent Toulemon (1996) a montré que parmi la cohorte de mise en couple 1983-1987, presque 30 % des unions étaient rompues au bout de 6 ans. Ici, les unions très récentes lors de la première vague ne sont qu’un quart à être rompues dans les 6 ans. Ces résultats demandent donc validation, et il est fort probable que les ruptures soient sous-estimées dans Érfi1-3 du fait de l’attrition, ce que nous explorons ci-dessous.
La répartition des personnes en couple par durée d’union donne un aperçu de la qualité des déclarations et de la représentativité de l’échantillon à la vague 1 et à la vague 3, par comparaison avec les enquêtes Famille de 1999 et Famille et logements de 2011 (figure B). Nous ne montrons que deux groupes d’âges mais ils résument bien la situation : avant 30 ans, la qualité des données sur les unions en cours n’est que relativement bonne en première vague, et n’est vraiment pas satisfaisante en troisième vague. Les effectifs y sont faibles, ce qui explique aussi des résultats erratiques. Il semble qu’à cet âge les entrées en couple n’aient pas bien été renseignées, ou que l’on ait perdu trop ou pas assez de personnes en couple entre les vagues (courbes trop basses ou trop hautes avant la durée 7). À 30-34 ans, la répartition des proportions de personnes en couple en vague 1 est bien plus proche de celle des enquêtes Famille et Famille et logements : c’est aussi le cas aux âges plus élevés (résultat non présenté ici). À cet âge, la vague 3 est relativement bonne pour les hommes, mais chez les femmes on trouve trop de personnes en couple aux durées de six à dix ans (pas assez d’unions rompues ont été déclarées, ou les personnes seules et qui ont rompues sont sorties de l’échantillon). Aux âges plus élevés, les unions de durée longue sont nettement sous-estimées à 35-39 ans pour les deux sexes, et des irrégularités apparaissent en vague 3 comme exposé à 30-34 ans.
Ces résultats sont complétés par une comparaison des ruptures annuelles entre les vagues avec celles de l’enquête Famille et logements entre 2005 et 2010, dans le sous-groupe des personnes qui sont en couple depuis l’année d’observation, ou seules en 2011 et qui se sont séparées dans les six années précédentes, en estimant qu’elles étaient en couple entre 2005 et leur rupture (tableau B). On surestime a priori le biais occasionné par l’attrition sur les séparations car l’échantillon Érfi longitudinal ne comprend pas assez de personnes seules par comparaison avec EFL 2011, alors que celles-ci constituent une part importante du dénominateur dans notre calcul. La proportion d’unions rompues dans ce sous-groupe apparaît toujours plus faible dans Érfi 1-3 que dans EFL. Le biais est le plus important aux âges 35-39 ans et 40-44 ans, et est aussi plus fort pour les hommes. Cependant bien des vérifications supplémentaires seraient nécessaires.
Figure A. Personnes en couple lors de la première vague qui se sont séparées dans les six ans (a) par âge (b) par durée de l’union (%)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans et en couple en 2005. Note : très faible effectif pour les
hommes âgés de 20 à 24 ans (n = 22).
Source : Érfi-GGS1-3, Ined-Insee, 2005-2011.
Figure B. Répartition des personnes vivant en couple par durée depuis la mise en couple dans Érfi vague 1 (2005), Érfi vague 3 (2011), l’enquête Famille 1999 (EHF) et l’enquête Famille et logements 2011 (EFL)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans et en couple lors du premier passage. Note : les poids transversaux sont appliqués. 1999 ; enquête Famille et Logements, Insee, 2011.
Sources : Érfi-GGS1-3, Ined-Insee, 2005-2011 ; Étude de l’histoire familiale, Insee,
Tableau B. Différence relative en % entre les proportions de personnes s’étant séparées entre 2005 et 2010 dans Érfi vague 3 par rapport à l’enquête Famille et logements (EFL), pour le sous-groupe décrit en note

Lecture : à 25-29 ans pour les hommes, dans le sous-groupe sélectionné, les séparations déclarées entre 2005 et 2010 sont inférieures de 4,6 % dans Érfi à leur niveau dans EFL. À 35-39 ans, il y en a environ moitié moins que dans EFL. Sous-groupe : dans chaque enquête Érfi1-3 et EFL 2011, on se réfère aux personnes qui sont en couple en 2011 depuis 2005, ou seules en 2011 et qui se sont séparées dans les six années précédant l’enquête – en supposant alors qu’elles étaient en couple depuis 2005. Dans Érfi, il y a une incertitude sur l’exposition au risque pour les personnes en couple qui pourraient avoir vécu des mises en couple et ruptures entre 2005 et 2011 avant la dernière union. Ce calcul est fait à titre comparatifsur ce sous-groupe parce que l’enquête Famille et logements ne permet pas d’autre calcul. On n’obtient pas l’équivalent d’un taux de séparation calculé sur l’ensemble de la population, et c’est la raison pour laquelle on ne montre que la différence relative, ici (proportion de séparés dans Érfi – proportion de séparés dans EFL)/proportion de séparés dans Érfi.
Source : Érfi-GGS1-3, Ined-Insee, 2005-2011 et enquête Famille et logements, Insee, 2011.
Annexe 3. Attrition pour les variables d’intérêt de l’étude
Le tableau C montre que la distribution des variables explicatives est relativement peu affectée par l’attrition (après application des poids longitudinaux) : les proportions présentées dans la colonne Érfi1, calculée à partir de l’ensemble de l’échantillon sont très similaires à celles observées dans la colonne Érfi1-3, calculées à partir de l’échantillon restant après attrition. Les calculs pour Érfi1-3 sont pondérés par les poids longitudinaux (poidsV1V3), qui corrigent déjà une certaine part d’attrition.
Annexe 4. Régressions logistiques modélisant (1) la satisfaction quant à la relation et (2) le fait d’avoir envisagé la séparation
Chez les hommes comme chez les femmes, la satisfaction de la relation apparaît moins élevée lorsqu’ils sont plus âgés (tableau D). Les femmes de moins de 30 ans apparaissent au total les plus satisfaites. Les femmes qui sont plus âgées que leur conjoint d’au moins un an sont également plus satisfaites. En revanche, on n’observe pas de lien significatif entre l’âge ou la durée d’union en 2005 et le nombre de personnes qui auraient envisagé de se séparer dans les douze mois précédant l’enquête.
Le statut de l’union est très clairement corrélé à la satisfaction et aux perspectives : les personnes mariées sont aussi celles qui se déclarent le plus satisfaites du couple et ont le moins souvent envisagé de se séparer, particulièrement en cas de mariage direct. Alors que le mariage devient de plus en plus sélectif, il est possible que les personnes qui se trouvent le mieux avec leur conjoint se marient plus fréquemment, ce qui entraîne que les personnes mariées sont les plus satisfaites. Il est aussi possible que la sensation de sécurité attachée au mariage tranquillise la relation (discussion dans Soons et al., 2009).
Les seuls coefficients significatifs concernant les enfants portent sur les enfants communs vivant dans le foyer. Les femmes (et les hommes à un seuil de 6 %) se déclarent alors moins satisfaits. Cela ne semble cependant pas changer leurs perspectives pour le couple. En revanche, le rang de l’union semble assez important ici : les hommes dans leur deuxième couple (ou de rang supérieur) sont moins satisfaits que ceux en première union, et les femmes y ont plus souvent envisagé la séparation. On note cependant que les premières et deuxièmes unions ne peuvent pas être considérées comme équivalentes à âge égal (Beaujouan, 2013) : les personnes qui ont déjà formé une deuxième union jeunes peuvent être considérées comme spécifiques, et il n’est pas possible de les comparer directement avec des personnes qui ont formé une première union au même âge14.
Tableau C. Proportion d’hommes et de femmes qui se déclarent dans chaque situation en 2005, en utilisant l’ensemble de l’échantillon (Érfi1) et l’échantillon réduit après attrition (Érfi1-3)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans en couple lors du premier passage, échantillon complet 2005, et échantillon de 2005 après avoir supprimé les personnes qui sortent entre les vagues du fait de l’attrition. Note : application des poids longitudinaux dans la colonne Érfi1-3. Lecture : en première vague, 20 % des hommes reportent des désaccords fréquents dans leur relation. En ne considérant que les hommes toujours présents en troisième vague, cette proportion est de 19 % . 2005-2011.
Source : Érfi-GGS1-3, Ined-Insee,
Tableau D. Odds ratio (a) d’être satisfait de sa relation (vs non satisfait), (b) d’avoir envisagé de se séparer (vs ne pas l’avoir envisagé) (erreur standard entre parenthèses)

Champ : hommes et femmes âgés de 20 à 54 ans et en couple lors du premier passage, qui ont répondu aux questions sur la satisfaction et la perspective passée de séparation (lorsqu’un tiers était présent, ces questions n’étaient pas posées). Légende : Réf. : situation de référence ; *** significatif à 0,1 % ; ** à 1 % ; * à 5 % ; sans * : non significatif.
Source : Érfi-GGS1-3, Ined-Insee, 2005-2011.
Lorsqu’une des personnes du couple n’a pas renseigné sa catégorie socioprofessionnelle (non concerné, pour les hommes ce sont souvent des étudiants, et pour les femmes souvent des inactives), les hommes sont généralement moins satisfaits, et les femmes sont à la fois moins satisfaites et ont envisagé plus souvent de se séparer. Avoir envisagé la rupture est plus fréquent pour les cadres hommes ou femmes avec un conjoint moins qualifié que pour ceux dans des couples homogames de classe intermédiaire. Les hommes dans des couples homogames de classe populaire ont également plus souvent envisagé la rupture, et les femmes de ce type de couple sont moins satisfaites que la catégorie de référence. Toutefois, des effectifs faibles peuvent expliquer que certaines catégories soient non significatives. Finalement, les femmes plus âgées que leur conjoint d’au moins un an sont plus satisfaites que les femmes en couple avec un conjoint d’à peu près leur âge.
Notes de bas de page
1 Alors que 11 % des premières unions formées par des femmes en 1965-1979 étaient rompues dans les 10 ans, c’est le cas de 32 % de celles formées en 1990-1999 (Source : Érfi, table de survie, n’inclut pas les ruptures par décès du conjoint, femmes âgées de 25 à 79 ans lors de l’enquête). À partir d’une autre source (Enquête sur les situations familiales et l’emploi, Ined-Insee, 1994) pour les femmes âgées de 20 à 49 ans lors de l’enquête, Toulemon (1994) montre qu’environ 11 % des unions formées en 1968-1972 ont été rompues dans les 10 ans (incluant les décès), contre 33 % des unions formées en 1988-1992.
2 Les caractéristiques socioprofessionnelles des ex-conjoints ne sont généralement pas reportées dans les enquêtes rétrospectives.
3 Ces chiffres incluent la réponse donnée par le répondant pour lui-même mais pas celle à la relance « et votre conjoint ? ». « Devenir violent parfois/souvent/très souvent » concerne environ 2 % des réactions, donc nous la groupons avec « vous emporter ou crier » dans nos analyses. La différence entre hommes et femmes reflète surtout le fait que les femmes déclarent s’emporter ou crier souvent ou très souvent, deux fois plus fréquemment que les hommes.
4 Tout le monde n’est pas concerné par ces sujets, notamment le désir d’enfant et la consommation d’alcool.
5 Le lien avec les variables sociodémographiques, et le reste des variables introduites dans les modèles regroupés ici (tableau 3), sont présentés en annexe 4. Pour résumer, l’âge est associé négativement à la satisfaction, mais le mariage très positivement. Les personnes mariées ont aussi envisagé moins souvent la séparation. La composition sociale ainsi que la différence d’âge avec le conjoint semblent aussi avoir une importance.
6 Les effets observés ici sont très importants, mais la plupart des coefficients des variables sociodémographiques restent significatifs une fois ces variables ajoutées.
7 Nous avons montré par ailleurs qu’il est peu pertinent de comparer les risques de séparation en première et en deuxième union à âge identique, puisque les deuxièmes unions commencent bien plus tard que les premières en moyenne (Beaujouan, 2013). Un modèle avec contrôle de l’âge en début d’union relatifpar rang d’union est plus adapté lorsqu’il s’agit de comparer les probabilités de séparation par rang d’union. Il permet de comparer entre elles les personnes qui ont commencé une première union plutôt jeune (pour une première union) avec celles qui ont commencé leur deuxième union jeune pour une deuxième union, etc. Ce type de modèles a été testé (non présenté ici) : pour les hommes, la différence selon le rang de l’union diminue au point de ne plus être significative, elle se rapproche de 0 pour les femmes.
8 Les effectifs sont élevés et les odds ratios proches de 1 et non significatifs. Toutefois, les effectifs pour le pacs sont trop restreints pour en tirer des conclusions.
9 Les effectifs relatifs aux beaux-enfants résidant dans le ménage ne sont pas assez importants pour en tirer des conclusions.
10 En raison d’un niveau de référence différent, mais aussi de la rareté de certaines configurations. Par exemple, la configuration « femme de classe populaire avec conjoint de classe moyenne » est très rare.
11 Il s’agit en général d’étudiants, et, en partie, d’inactives pour les femmes. Ce sont alors généralement des personnes qui n’ont jamais travaillé, et le conjoint non concerné est plus souvent la femme que l’homme.
12 Les effectifs sont cependant faibles chez les hommes. Pour les femmes l’odds ratio pour les cris et violences fréquents est significativement supérieur à 1 avant tout autre contrôle (OR = 1,4 significatif au seuil de 4 %), mais diminue lorsque l’on introduit les autres variables relatives à la qualité de la relation.
13 En première vague (2005), ils étaient en effet 58 à être pacsés.
14 On pourrait améliorer cette comparaison en contrôlant par des groupes d’âges relatifs au rang de l’union (on compare les premiers à avoir formé un premier couple avec les premiers à avoir formé un deuxième couple etc.).
Auteur
Chercheuse au Wittgenstein Centre for Demography (Vienna Institute of Demography, Austrian Academy of Science) où elle travaille sur la fécondité et la famille. Ses récents travaux portent sur les transformations de la famille et de la fécondité depuis le milieu du xxe siècle. Elle s’intéresse également à la fécondité tardive, phénomène fortement différencié par niveau de diplôme, et plus généralement aux causes et conséquences du recul de l’âge à la naissance des enfants.
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