Maintien des contacts pères/enfants après la séparation : le point de vue des hommes

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IV. LES FACTEURS QUI INFLUENT SUR LA FRÉQUENCE DES CONTACTS PÈRES/ENFANTS

Cette section vise à dégager l’effet net des facteurs qui influent sur la fréquence des contacts que les pères ont avec leurs enfants après la séparation. En d’autres termes, nous cherchons à mesurer l’effet net que certaines variables, comme l’âge des enfants au moment de la séparation ou la situation socio-économique des pères, exercent sur le temps que les pères passent avec leurs enfants, une fois contrôlées l’ensemble des variables considérées.

Les données présentent une structure particulière (dite « hiérarchique »), en ce sens que les pères peuvent avoir plusieurs enfants qu’ils voient à des fréquences différentes. La variable dépendante (fréquence des contacts pères/enfants) que l’on cherche à expliquer est mesurée séparément pour chaque enfant. Certaines des variables indépendantes prises en compte dans l’analyse sont mesurées pour chaque enfant (p. ex. âge de l’enfant à la séparation), alors que d’autres renvoient aux caractéristiques des pères (p. ex. niveau de scolarité). Ce type de données ne peut être analysé sans introduire de biais statistiques avec les modèles de régression traditionnels. Par conséquent, nous utilisons une analyse de régression multi-niveaux[8].

La première analyse cherche d’abord à cerner dans quelle mesure la fréquence des contacts pères/enfants varie en fonction des caractéristiques socio-démographiques des pères et de leurs enfants. Dans un deuxième temps, nous tentons de mesurer à quel point les comportements des pères sont liés à leurs attitudes et perceptions face à leur rôle de père, une fois contrôlées leurs caractéristiques socio-démographiques ainsi que celles de leurs enfants.

A. CARACTÉRISTIQUES SOCIO-DÉMOGRAPHIQUES

Les variables retenues dans l’analyse de régression multi-niveaux ont été choisies en fonction des résultats obtenus dans les sections précédentes. Les caractéristiques mesurées chez les enfants sont : le sexe, l’âge au moment de l’enquête, l’âge au moment de la séparation, le temps écoulé depuis la séparation, la situation conjugale des parents au moment de la naissance et la distance entre les domiciles respectifs des parents (voir le tableau 16). Les caractéristiques des pères incluent : l’âge au moment de l’enquête, le niveau de scolarité, le régime de travail ainsi que le fait d’avoir formé une nouvelle union, d’avoir eu un enfant ou d’avoir vécu avec l’enfant d’une conjointe au sein de cette nouvelle union. La variable qu’est le régime de travail des pères réunit diverses informations recueillies au moment de l’enquête; elle comporte quatre catégories : 1) les pères qui n’ont pas exercé d’emploi au cours de l’année précédant l’enquête; 2) les pères qui occupaient un emploi à temps partiel; [9] 3) les pères occupant un emploi à temps plein qui travaillaient régulièrement de jour (la catégorie de référence dans l’équation); et 4) les pères occupant un emploi à temps plein qui travaillaient régulièrement le soir, la nuit ou les fins de semaine.

Le tableau 16 présente les coefficients de régression associés aux caractéristiques socio-démographiques des pères et des enfants, ainsi qu’une série d’autres statistiques. La constante dans le modèle 1 fournit la valeur moyenne de la variable dépendante, soit la racine carrée du nombre moyen de jours que les enfants passent avec leur père. Élevé au carré, ce nombre indique que chaque enfant passe, en moyenne, tout près de 70 jours par année avec son père. La plus grande partie de la variation observée dans le nombre de jours que les enfants et les pères passent ensemble se situe au niveau des pères[10]: 78 % de la variation totale dans le nombre de jours que les pères passent avec leurs enfants vient de différences entre les pères; de façon corollaire, seulement 22 % de la variation se situe au niveau des enfants. En d’autres mots, l’analyse révèle que les pères ont sensiblement les mêmes comportements avec chacun de leurs enfants et que les différences observées entre enfants d’un même père sont relativement faibles.

Le modèle 4 intègre à la fois les caractéristiques des enfants et celles des pères. Les coefficients de régression présentés dans ce modèle indiquent l’effet net que chacune des variables indépendantes exerce sur le temps que les pères passent avec leurs enfants, lorsqu’on contrôle les caractéristiques à la fois des enfants et des pères. Un coefficient négatif indique que la variable considérée diminue le nombre de jours passés ensemble et un coefficient positif, qu’elle l’augmente.

L’examen des coefficients associés aux variables relatives aux enfants montre que la fréquence des contacts pères/enfants est positivement liée à l’âge que les enfants avaient au moment de l’enquête (coefficient de 0,214). En d’autres termes, les pères passent plus de temps avec leurs enfants plus âgés et cet effet persiste même lorsqu’on tient compte de la durée écoulée depuis la séparation. Par ailleurs, la fréquence des contacts tend à diminuer à mesure que le temps écoulé depuis la séparation (ou depuis la naissance lorsque l’enfant est né hors union) augmente et cette diminution se fait à un rythme très légèrement plus rapide que l’accroissement des contacts noté en fonction de l’âge des enfants (coefficient standardisé de –0,192 comparativement à +0,179; données non présentées). La distance qui sépare les domiciles respectifs des parents influe également de manière significative sur la fréquence des contacts des pères avec leurs enfants. Ainsi, les enfants dont la mère habite à 50 kilomètres ou plus de la résidence de leur père le voient nettement moins souvent que ceux dont la distance entre les domiciles des parents est de moins de 10 kilomètres (groupe de référence dans l’équation).

On remarquera que le sexe des enfants ne semble pas lié de manière significative au temps qu’ils passent avec leur père, une fois contrôlées les autres caractéristiques socio-démographiques. De même, la situation conjugale des parents au moment de la naissance de l’enfant n’est pas significativement associée à la fréquence des contacts pères/enfants. On peut penser que l’effet décelé précédemment dans l’analyse de la fréquence des contacts pères/enfants en fonction du type d’union des parents tenait à un écart dans l’âge des enfants ou dans le temps écoulé depuis la séparation plutôt qu’à la situation conjugale proprement dite. Par exemple, les enfants issus d’une union libre rompue étaient peut-être plus jeunes que les enfants nés de parents mariés directement, ce qui expliquerait en partie qu’ils voient moins souvent leur père.

 

Tableau 16: Effet de diverses caractéristiques socio-démographiques (incluant l’âge des enfants au moment de l’enquête et la durée écoulée depuis la séparation) sur le temps que les pères séparés passent avec leurs enfants (coefficients γ du modèle de régression multi-niveaux) a
Variable b Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4
Constante 8,328 8,879 -11,230 -8,984
Enfants
Sexe (garçons)   0,173   -0,061
Âge à l’enquête   0,219 *   0,214 *
Durée depuis la séparation   -0,263 *   -0,342 *
Union à la naissance (mariage)
- Hors union   -0,078   0,160
- Mariage précédé d’union libre   -1,232   -1,011
- Union libre   -0,279   0,073
Distance (< 10 km)
- 10 - 49 km   0,100   -0,390
- 50 - 499 km   -2,010 *   -1,827 *
- 400 km et plus   -3,278 *   -3,063 *
Pères
Âge     1,167 * 1,094 *
(Âge) 2     -0,015 * -0,014 *
Scolarité complétée (secondaire)
- < secondaire     -1,158 -1,211
- Post-secondaire     -0,280 -0,123
- Universitaire     -1,398 -0,959
Régime de travail (Plein temps/jour)
- Sans emploi     -2,450 -1,598
- Temps partiel     -2,654 * -2,634 *
- Plein temps/soir et fin de semaine     -1,140 -1,318
Nouvelle union (non)     -0,204 0,536
Nouvelle naissance (non)     -1,516 -0,440
Enfant d’une conjointe (non)     0,640 0,428
Variance – niveau 2 26,16 23,36 22,93 20,33
Variance – niveau 1 7,24 6,82 7,24 6,86
Déviance 2747,25 2711,99 2730,75 2696,44
χ 2 (degrés liberté) n.a. 35,26 (9) 16,51 (11) 50,80 (21)
R 2 2 n.a. 0,10 0,10 0,20
R 2 1 n.a. 0,10 0,10 0,18

Source : Statistique Canada, Enquête sociale générale (ESG) sur la famille, 1995.

  • a Données pondérées ramenées à la taille de l’échantillon initial (N1 = 408 enfants et N2 = 285 pères).
  • b Pour les variables dichotomiques et polytomiques, la catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
  • * Coefficient significatif au seuil de 0,05.

Parmi les caractéristiques des pères, seuls leur âge au moment de l’enquête et leur régime de travail dans l’année précédant l’enquête s’avèrent significativement liés à la fréquence des contacts avec leurs enfants. Ni le niveau de scolarité ni le fait d’avoir formé une nouvelle union et d’avoir eu un enfant ou vécu avec l’enfant d’une conjointe dans le cadre de cette union ne semblent influer de manière significative sur le temps que les pères passent avec leurs enfants.

L’effet de l’âge des pères sur la fréquence des contacts qu’ils entretiennent avec leurs enfants n’est pas linéaire. Les coefficients de régression attachés à l’âge et à l’âge au carré des pères sont tous deux significatifs. Le premier coefficient est positif, ce qui révèle que le nombre de jours passés avec les enfants croît dans un premier temps en fonction de l’âge du père, et ce jusqu’à un certain âge; une fois ce sommet atteint, il se met progressivement à diminuer, comme l’indique le coefficient négatif associé à l’âge au carré. L’établissement de la courbe à partir des coefficients de régression attachés à l’âge du père montre que la fréquence des contacts augmente jusqu’à 39 ans, âge à partir duquel elle commence à décliner.

Par ailleurs, les pères qui occupent un emploi à temps partiel passent moins de temps avec leurs enfants que les pères qui travaillent à temps plein, de jour (coefficient de –2,634 pour les premiers comparativement à 0 pour les seconds). On se serait attendu à trouver le résultat contraire, c’est-à-dire que les pères travaillant à temps partiel aient peut-être plus de temps libre à consacrer à leurs enfants. Le résultat obtenu traduit peut-être davantage un effet du revenu. Les pères exerçant un emploi à temps partiel tirent sans doute des revenus moindres de leur emploi que ceux qui travaillent à temps plein. Or, on l’a vu précédemment, les pères qui jouissent de revenus plus élevés sont davantage enclins à voir leurs enfants plus régulièrement, ce qui pourrait expliquer la relation observée. Faute d’effectifs suffisants[11], il est toutefois impossible de cerner dans quelle mesure l’effet observé est lié à une différence de revenu, les travailleurs à temps plein jouissant généralement de revenus plus élevés, ou à une différence dans la disponibilité des pères, les emplois à temps partiel étant plus souvent caractérisés par des horaires atypiques.

L’âge des enfants à l’enquête, leur âge au moment de la séparation et le temps écoulé depuis la séparation sont trois variables en étroite corrélation les unes avec les autres; elles ne peuvent donc être incluses de façon simultanée dans l’équation. Pour situer l’importance relative que chacune de ces variables exerce sur la fréquence des contacts pères/enfants, les tableaux 17 et 18 reprennent sensiblement la même analyse que le tableau 16, mais en changeant les variables de l’équation.

Tableau 17: Effet de diverses caractéristiques socio-démographiques (incluant l’âge des enfants au moment de l’enquête et de la séparation) sur le temps que les pères séparés passent avec leurs enfants (coefficients γ du modèle de régression multi-niveaux) a
Variable b Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4
Constante 8,328 6,986 -11,230 -10,470
Enfants
Sexe (garçons)   0,184   -0,016
Âge à l’enquête   -0,021   -0,099
Âge à séparation   1,627*   1,504*
(Âge à séparation) 2   -0,231*   -0,200*
(Âge à séparation) 3   0,010   0,009*
Union à la naissance (mariage)
- Hors union   1,059   1,148
- Mariage précédé d’union libre   -1,546   -1,273
- Union libre   -0,074   0,240
Distance (< 10 km)
- 10 - 49 km   0,261   -0,211
- 50 - 499 km   -1,910*   -1,758*
- 400 km et plus   -3,002*   -2,855*
Pères
Âge     1,167* 1,081*
(Âge) 2     -0,015* -0,014*
Scolarité complétée (secondaire)
- < secondaire     -1,158 -1,320
- Post-secondaire     -0,280 -0,253
- Universitaire     -1,398 -0,908
Régime de travail (Plein temps/jour)
- Sans emploi     -2,450 -1,443
- Temps partiel     -2,654* -2,340*
- Plein temps/soir et fin de semaine     -1,140 -1,169
Nouvelle union (non)     -0,204 0,380
Nouvelle naissance (non)     -1,516 -0,445
Enfant d’une conjointe (non)     0,640 0,343
Variance – niveau 2 26,16 22,81 22,93 20,15
Variance – niveau 1 7,24 6,60 7,24 6,63
Variance – niveau 1 2747,25 2709,43 2730,75 2692,91
χ 2 (degrés liberté) n.a. 37,82 (11) 16,51 (11) 54,33 (22)
R 2 2 n.a. 0,12 0,10 0,21
R 2 1 n.a. 0,12 0,10 0,20

Source : Statistique Canada, Enquête sociale générale (ESG) sur la famille, 1995.

  • a Données pondérées ramenées à la taille de l’échantillon initial (N1 = 408 enfants et N2 = 285 pères).
  • b Pour les variables dichotomiques et polytomiques, la catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
  • * Coefficient significatif au seuil de 0,05.

Tableau 18: Effet de diverses caractéristiques socio-démographiques (incluant l’âge des enfants au moment de la séparation et la durée écoulée depuis la séparation) sur le temps que les pères séparés passent avec leurs enfants (coefficients γ du modèle de régression multi-niveaux) a
Variable b Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4
Constant 8,328 6,986 -11,230 -10,500
Child variables
Sexe (garçons)   0,184   -0,016
Âge à l’enquête   -0,021   -0,099
Âge à séparation   1,607*   1,406*
(Âge à séparation) 2   -0,231*   -0,200*
(Âge à séparation) 3   0,010*   0,009*
Union à la naissance (mariage)
- Hors union   1,059   1,149
- Mariage précédé d’union libre   -1,546   -1,273
- Union libre   -0,074   0,241
Distance (< 10 km)
- 10 - 49 km   0,261   -0,210
- 50 - 499 km   -1,910*   -1,757*
- 400 km et plus   -3,002*   -2,855*
Pères
Âge     1,167* 1,082*
(Âge) 2     -0,015* -0,014*
Scolarité complétée (secondaire)
- < secondaire     -1,158 -1,319
- Post-secondaire     -0,280 -0,253
- Universitaire     -1,398 -0,908
Régime de travail (Plein temps/jour)
- Sans emploi     -2,450 -1,442
- Temps partiel     -2,654* -2,339*
- Plein temps/soir et fin de semaine     -1,140 -1,169
Nouvelle union (non)     -0,204 0,380
Nouvelle naissance (non)     -1,516 -0,445
Enfant d’une conjointe (non)     0,640 0,343
Variance – niveau 2 26,16 22,81 22,93 20,15
Variance – niveau 1 7,24 6,60 7,24 6,63
Déviance 2747,25 2709,43 2730,75 2692,92
χ 2 (degrés liberté) n.a. 37,82 (11) 16,51 (11) 54,33 (22)
R 2 2 n.a. 0,12 0,10 0,21
R 2 1 n.a. 0,12 0,10 0,20

Source : Statistique Canada, Enquête sociale générale (ESG) sur la famille, 1995.

  • a Données pondérées ramenées à la taille de l’échantillon initial (N1 = 408 enfants et N2 = 285 pères).
  • b Pour les variables dichotomiques et polytomiques, la catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
  • * Coefficient significatif au seuil de 0,05.

 La confrontation des résultats des deux tableaux révèle l’importance que l’âge des enfants au moment de la séparation exerce sur la fréquence des contacts qu’ils ont par la suite avec leur père. Ainsi, lorsqu’on introduit dans le modèle l’âge que les enfants avaient au moment de la séparation, l’effet associé au temps écoulé depuis la séparation (tableau 18) et celui associé à l’âge des enfants au moment de l’enquête (tableau 17) deviennent non significatifs, soulignant ainsi le rôle crucial du moment de la séparation des parents dans la vie des jeunes.

On remarquera cependant que l’effet de l’âge des enfants au moment de la séparation n’est pas linéaire. Pour modéliser correctement la relation entre l’âge à la séparation et la fréquence des contacts, nous avons ajouté l’âge à la séparation élevé au carré ainsi que l’âge à la séparation élevé au cube. Le premier coefficient est positif, ce qui indique d’abord une relation positive entre l’âge que les enfants avaient au moment de la séparation et le nombre de jours qu’ils passent avec leur père; à partir d’un certain âge, cette relation s’inverse et devient négative (le coefficient du terme au carré est négatif), avant de redevenir à nouveau positive (le coefficient du terme au cube est positif). Lorsque le temps écoulé depuis la séparation (tableau 18) est contrôlé, l’établissement de la courbe à partir des paramètres de la régression montre que la fréquence des contacts pères/enfants croît dans un premier temps à mesure que l’âge des enfants au moment de la séparation augmente, et ce jusque vers l’âge de 5,5 ans; elle diminue très légèrement par la suite, et ce jusqu’à l’âge de 10 ans, âge à partir duquel la fréquence des contacts se remet à croître de façon marquée. Ce résultat ne surprend guère. En bas âge, on peut supposer que le maintien des contacts pères/enfants après la séparation est d’abord lié à la durée de la période pendant laquelle le père a pu tisser des liens étroits avec son enfant. Par la suite, entre 5 et 10 ans, la fréquence des contacts demeure à un niveau plus ou moins stable et l’augmentation notée à partir de 10 ans reflète peut-être davantage les liens concrets que les enfants ont établis avec leur père avant la séparation et leur autonomie croissante quant à la décision de voir leur père. Enfin, on notera que l’effet des autres variables de l’analyse reste sensiblement le même d’un tableau à l’autre, tout comme, d’ailleurs, la proportion de la variation expliquée.

B. ET PERCEPTIONS FACE AU RÔLE DE PÈRE

Dans une deuxième étape, nous avons repris l’analyse, mais en intégrant cette fois certains des aspects de la perception des hommes quant à leur rôle de père qui se sont révélés plus tôt associés à la fréquence des contacts pères/enfants. Ces aspects incluent d’abord une première variable mesurée pour les enfants; cette variable oppose les pères qui se disent satisfaits des modalités de garde existantes (lieu où vite l’enfant et personne avec qui il vit) à ceux qui s’en montrent insatisfaits. Puis suivent une série de variables mesurées pour les pères. La première tient compte à la fois du degré de proximité des pères avec leur propre père au cours de leur enfance et de la façon dont ils se comparent à celui-ci dans leur rôle de père. Cette variable comprend quatre catégories : 1) la catégorie de référence, qui englobe les pères qui se sont sentis très proches de leur père durant l’enfance et qui considèrent être un meilleur père que le leur; 2) les pères qui étaient très proches de leur père mais qui ne se considèrent pas meilleur que lui; 3) les pères qui ne se sentaient pas très proches[12] de leur père et qui se considèrent meilleur que lui; et 4) les pères qui n’étaient pas très proches de leur père et qui ne se considèrent pas meilleur que lui (voir le tableau 19). Les autres variables ajoutées dans le modèle confrontent : 1) les pères qui se disent très en désaccord avec l’énoncé voulant que « les tâches quotidiennes liées aux enfant ne sont pas principalement la responsabilité des hommes » au reste des pères (incluant ceux qui sont sans opinion); 2) les pères selon qu’ils considèrent ou non que « le fait d’avoir des enfants les a rendus plus heureux »; et finalement 3) les pères selon qu’ils se montrent ou non satisfaits du « temps passé en général avec les enfants ».

Le tableau 19 présente les résultats de cette analyse, lorsque l’âge des enfants au moment de la séparation et le temps écoulé depuis lors sont inclus dans le modèle. On remarquera d’abord que la prise en compte des variables liées à la perception des pères de leur rôle parental accroît la proportion de la variation expliquée entre les pères et celle entre les enfants, qui passent toutes deux d’environ 20 % à 30 % (comparer les R2 du modèle 4 des tableaux 18 et 19). L’ajout de ces variables dans l’analyse modifie relativement peu l’effet que les caractéristiques socio-démographiques des pères et de leurs enfants exercent sur le temps qu’ils passent ensemble. Ainsi, l’âge que les enfants avaient au moment de la séparation, l’âge des pères à l’enquête ainsi que le régime de travail des pères demeurent significativement liés à la fréquence des contacts pères/enfants. On notera cependant que l’effet lié à la distance séparant les domiciles des parents n’est plus significatif lorsqu’on intègre dans l’équation les attitudes et perceptions des pères. Cela tient au fait que les pères qui habitent loin de leurs enfants et qui les voient moins souvent sont aussi plus susceptibles de se déclarer moins heureux d’avoir eu des enfants et insatisfaits du temps qu’ils passent généralement avec eux.

 

Tableau 19: Effet de diverses caractéristiques socio-démographiques (incluant l’âge des enfants au moment de la séparation et la durée écoulée depuis la séparation) sur le temps que les pères séparés passent avec leurs enfants (coefficients γ du modèle de régression multi-niveaux) a
Variable b Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4
Constante 8,528 5,360 -8,783 -11,230
Enfants
Sexe (garçons)   0,309   -0,056
Durée depuis la séparation   -0,059   -0,121
Âge à séparation   1,444*   1,156*
( Âge à séparation) 2   -0,215*   -0,173*
( Âge à séparation) 3   0,009*   0,008*
Union à la naissance (mariage)
- Hors union   1,501   1,267
- Mariage précédé d’union libre   -1,059   -1,351
- Union libre   0,593   1,080
Distance (< 10 km)
- 10 - 49 km   0,297   -0,032
- 50 - 499 km   -1,458   -0,561
- 400 km et plus   -2,997*   -1,562
Satisfait avec garde (non)   2,499*   1,446*
Pères
Âge     0,802* 0,876*
(Âge) 2     -0,011* -0,012*
Scolarité complétée (secondaire)
- < secondaire     -1,112 -1,111
- Post-secondaire     -0,664 -0,575
- Universitaire     -1,517 -1,193
Régime de travail (Plein temps/jour)
- Sans emploi     -0,726 -0,190
- Temps partiel     -3,103* -2,538*
- Plein temps/soir et fin de semaine     -1,278 -0,965
Nouvelle union (non)     0,120 0,541
Nouvelle naissance (non)     -1,103 -0,725
Enfant d’une conjointe (non)     -0,497 -0,717
Relation avec père (très proche / meilleur)
- Très proche / pas meilleur     -0,730 -1,126
- Pas très proche / meilleur     0,406 0,102
- Pas très proche / pas meilleur     -0,956 -1,171
Pas égaleresp. soins enfants ( Pas égaletrès en désaccord)     1,581* 0,847
Heureux d’avoir des enfants (non)     2,495* 2,293*
Satisfait temps avec enfants (non)     3,843* 3,001*
Variance – niveau 2 25,49 21,76 17,60 16,61
Variance – niveau 1 7,68 6,79 7,66 6,93
Déviance 2533,76 2488,43 2472,08 2447,13
χ 2 (degrés liberté) n.a. 45,33 (12) 61,68 (17) 86,60 (29)
R 2 2 n.a. 0,14 0,25 0,30
R 2 1 n.a. 0,14 0,24 0,29

Source : Statistique Canada, Enquête sociale générale (ESG) sur la famille, 1995.

  • a Données pondérées ramenées à la taille de l’échantillon initial (N1 = 380 enfants et N2 = 264 pères).
  • b Pour les variables dichotomiques et polytomiques, la catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
  • * Coefficient significatif au seuil de 0,05.

 

L’examen des coefficients associés aux nouvelles variables introduites dans l’équation révèle une association passablement étroite entre les attitudes et perceptions des pères et la fréquence de leurs contacts avec leurs enfants. Ainsi, les pères qui se disent satisfaits des modalités de garde (lieu où vit l’enfant et personne avec qui il vit) sont aussi ceux qui passent le plus de temps avec leur enfant (coefficient de 1,446). Les pères qui considèrent que le fait d’avoir un enfant les a rendus plus heureux voient également leurs enfants plus souvent, tout comme le font d’ailleurs ceux qui se déclarent satisfaits du temps passé en général avec leurs enfants (coefficients de 2,293 et 3,001 respectivement). On notera, par ailleurs, que les pères qui se disent très en désaccord avec l’énoncé voulant que les tâches liées aux enfants ne sont pas la responsabilité des hommes ont également tendance à voir plus souvent leurs enfants que le reste des pères, mais cette différence n’est plus statistiquement significative lorsqu’on inclut dans le modèle les caractéristiques mesurées pour les des enfants. Les changements notés dans les coefficients de régression entre les différents modèles laissent supposer que les pères plus enclins à penser que les soins aux enfants sont l’affaire des hommes sont aussi plus susceptibles d’habiter plus près de chez leurs enfants et de se déclarer satisfaits des modalités de garde (comparer les coefficients des modèles 2 et 4). En d’autres mots, les pères qui considèrent que les tâches liées aux enfants sont la responsabilité des hommes seraient justement ceux qui sont le plus enclins à prendre leurs enfants en charge.

Les résultats présentés au tableau 19 sont conformes aux attentes. On ne saurait conclure cependant sur le sens de la relation observée entre les attitudes et perceptions des pères et la fréquence de leurs contacts avec leurs enfants : la satisfaction que les pères expriment, par exemple, en regard des modalités de garde ou du fait d’avoir eu un enfant est-elle la cause ou la conséquence de leurs comportements quant au temps passé avec leurs enfants? En d’autres termes, on ne peut départager dans quelle mesure le degré de satisfaction que les pères expriment face à leur rôle de père a une incidence directe sur le temps qu’ils passent avec leurs enfants ou s’il découle, au contraire, directement du nombre de jours passés avec eux. Pour cela, il faudrait mener de nouvelles analyses qui débordent largement le cadre de la présente recherche.


  • [8] Pour une présentation de la méthode, voir l'annexe 1. Les auteures tiennent à remercier Alain Marchand pour la conduite des analyses de régression multi-niveaux et pour ses conseils judicieux dans l'interprétation des résultats.
  • [9] Les pères qui, au cours de l’année précédant l’enquête, ont travaillé moins de 32 semaines ou qui travaillaient en moyenne moins de 30 heures par semaine ont été classés comme travaillant à temps partiel.
  • [10] La corrélation intra-classe, qui représente le rapport de la variance des pères à la somme de la variance des pères et de celle des enfants, est estimée à 0,78 (soit [26,16 / (26,16 + 7,24)] = 0,78).
  • [11] Nous n’avons pas inclus le revenu des pères dans l’équation, étant donné le nombre élevé de cas manquants pour cette variable. Par ailleurs, l’effectif des pères travaillant à temps partiel est trop petit pour que l’on puisse tenir compte des horaires de travail au sein de cette catégorie.
  • [12] Les pères qui ne se sentaient pas très proches de leur père englobent également ceux qui étaient sans opinion; il en va de même pour ceux ne se considérant pas meilleurs que leur père.
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