1 De nombreux pays développés ont connu de profondes transformations sociodémographiques associées à la deuxième transition démographique (van de Kaa, 1987 ; Lesthaeghe, 2014) et une tolérance accrue envers les comportements émergents, notamment les alternatives au mariage (Inglehart et Baker, 2000). Ces changements reflètent des changements sociaux structurels, notamment une augmentation de l’emploi et du niveau d’instruction des femmes, ainsi qu’un individualisme croissant (Thornton et Young-DeMarco, 2001 ; Goldin, 2006 ; Cherlin, 2020). Cependant, on sait peu de choses sur la façon dont de tels comportements, autrefois considérés comme déviants ou atypiques (par exemple, la cohabitation ou les naissances hors mariage) ont fini par être tolérés, voire jugés souhaitables.

2 Cette étude s’appuie sur des travaux de recherche sur les changements familiaux au Japon menés par Rindfuss et al. (2004), qui ont mis en évidence un déterminant négligé de la formation des attitudes, à savoir comment le contact avec un comportement familial « innovant » était associé à des attitudes familiales non traditionnelles. Rindfuss et al. (2004) ont émis une théorie sur la façon dont les comportements et les attitudes de petits groupes (au sein des familles, des réseaux d’amis et des lieux de travail) engendraient des changements dans l’ensemble de la société. Cet article propose une mise à jour méthodologique de cette étude et plusieurs voies pour la faire progresser. Premièrement, cette étude offre une perspective longitudinale en ajoutant des données de suivi. N’étant pas limités aux données transversales, on examine non seulement les changements de manière descriptive au fil du temps, mais on utilise également une approche statistique qui contrôle les variables potentiellement confondantes inobservées fixes dans le temps (telles que l’ouverture à l’expérience, l’un des traits principaux de la personnalité selon le modèle des Big Five) qui pourraient influencer l’association entre le contact social et les attitudes. Deuxièmement, cette étude ajoute une dimension de genre explicite. La nature genrée de la famille japonaise est abordée dans le contexte d’une société urbaine postindustrielle exposée à un risque de friction avec le mariage traditionnel et tout ce qu’il implique [1], ce qui a un impact significatif et différent selon le sexe à la fois sur les attitudes familiales et sur les contacts sociaux. On constate ainsi que, dans certains cas, le fait de connaître des innovateurs influence différemment les attitudes des hommes et des femmes.

3 Les travaux de Rindfuss et al. (2004) sont discutés tout en les resituant plus largement dans la littérature, compte tenu des caractéristiques pertinentes du contexte japonais, des hypothèses de recherche, de l’approche méthodologique et de ces résultats empiriques, suivis d’une discussion sur leurs implications.

I. Examen de la littérature et contexte

4 Selon le modèle théorique développé par Rindfuss et al. (2004), pour qu’un changement d’attitude se produise, les premiers innovateurs doivent se distinguer et ne peuvent pas fonctionner isolément. Par « innovants », les auteurs entendent des comportements rares, à contre-courant du système familial japonais traditionnel (donc perçus comme atypiques ou déviants), et pratiqués de manière idiosyncrasique. Parmi les personnes qui connaissent des innovateurs, au moins une partie d’entre elles doivent d’abord tolérer ces comportements ou les considérer comme acceptables avant de réviser leur désapprobation initiale. S’appuyant sur une large littérature, l’étude a utilisé, entre autres, le concept de « diffusion de l’innovation » (Rogers, 2003) – qui suppose une distribution cumulative en forme de S de l’adoption de l’innovation – pour étudier quatre comportements familiaux innovants (le recul du mariage, le recours à un mode de garde formel des enfants, la cohabitation et la naissance hors mariage) et une intention (désir de ne pas se marier). Il semble que ces comportements aient d’abord été perçus comme déviants avant d’être tolérés, voire largement acceptés.

5 L’étude a également puisé dans des recherches soulignant le rôle des liens sociaux dans les processus de diffusion et de contagion (Valente, 1996 ; Centola et Macy, 2007). Ces recherches ont avancé l’idée selon laquelle l’adoption de l’innovation implique des incertitudes et des risques que les individus ont tendance à gérer en s’appuyant sur les autres pour définir ce qui est socialement acceptable. Ainsi, la diffusion est intrinsèquement sociale et les liens sociaux sont autant de voies par lesquelles les contagions sociales se propagent.

6 Comme McPherson (2004) avec la notion d’espace de Blau [2], Rindfuss et al. (2004) ont constaté que les comportements innovants étaient modelés par des variables sociodémographiques. Par exemple, les femmes connaissaient relativement plus de frères et sœurs ou d’autres membres de leur famille adoptant de tels comportements, mais il était peu probable qu’elles connaissent des collègues qui avaient eu des enfants hors mariage (vraisemblablement parce que les femmes sont moins susceptibles d’occuper un emploi classique que les hommes). Certaines de ces différences peuvent être liées à la rareté ou au caractère public du comportement sous-jacent, comme le fait de connaître une personne en union libre ou ayant un enfant hors mariage, des comportements plus visibles que, par exemple, le fait de ne jamais vouloir se marier.

7 Rindfuss et al. (2004) ont également implicitement prolongé l’hypothèse de contact (Allport, 1954) selon laquelle, dans des conditions appropriées, les contacts entre les groupes minoritaires et majoritaires réduisent les préjugés et favorisent l’intégration. Les individus qui connaissent des personnes adoptant un comportement familial innovant en évaluent les répercussions et adoptent une attitude favorable (ou défavorable) à son égard. Par exemple, les individus qui observent un enfant s’épanouissant dans un mode de garde formel sont supposés être plus ouverts à une attitude positive (ou moins négative) envers ce comportement, et en favoriser l’émergence.

8 Rindfuss et al. (2004) ont examiné les attitudes à l’égard de six éléments : les conséquences sur le bien-être des enfants dont les mères travaillent ; la cohabitation ; les naissances hors mariage ; les rapports sexuels hors mariage ; et la nécessité du mariage pour mener une vie épanouie (séparément pour les hommes et les femmes). Les auteurs ont mis en avant une association significative et positive, en coupe, entre le fait de connaître une personne ayant un comportement familial innovant et l’acceptation de ces comportements [3]. Bien que tous les comportements n’aient pas présagé d’attitudes positives dans la même mesure, le fait de connaître une personne en union libre avait plus de poids que d’autres éléments, comme le retard du mariage.

9 L’approche des auteurs pour examiner l’hypothèse de contact n’était pas conventionnelle dans la mesure où ils considéraient simultanément des comportements et des attitudes parallèles et les configurations comportement-attitude non correspondantes. Ils ont, par exemple, examiné l’association entre le fait de connaître des personnes en union libre et les attitudes à l’égard de la cohabitation, mais aussi à l’égard des rapports sexuels hors mariage, des naissances hors mariage et de l’épanouissement offert par le mariage. Cette approche est logique compte tenu des recoupements naturels entre certains de ces comportements, la cohabitation en tant qu’union sexuelle aboutissant parfois à une naissance hors mariage. En effet, dans les pays de l’OCDE, les enfants sont de plus en plus souvent élevés par des couples en union libre (Chamie, 2017). Ainsi, le fait de connaître une personne en union libre influence potentiellement les attitudes envers les rapports sexuels hors mariage, les naissances hors mariage et l’épanouissement dans le mariage [4].

10 La principale lacune des travaux de Rindfuss et al. (2004) tient au recours à des données en coupe (estimateur « between » entre groupes) qui ignorent l’influence de l’hétérogénéité inobservée, notamment l’autosélection des relations sociales basées sur des similitudes sociodémographiques sous-jacentes (Manski, 1993). Nous pallions cette limite en s’inspirant des recherches sur l’influence sociale (Behrman et al., 2002) et en utilisant des modèles à effets fixes (estimateur « within » intragroupe), une technique qui contrôle les caractéristiques inobservées et fixes dans le temps susceptibles d’influencer à la fois les attitudes sociales et la sélection d’un certain type de liens sociaux.

11 De plus, Rindfuss et al. (2004) n’ont pas suffisamment pris en compte le genre, une limite problématique dans la mesure où les pays occidentaux ont montré des différences significatives entre les sexes, à la fois en termes de liens sociaux et d’attitudes familiales. La littérature montre que les femmes ont tendance à adopter des attitudes familiales et genrées moins traditionnelles que les hommes, en particulier pour ce qui est de l’égalité entre les sexes au travail et au sein de la famille, y compris pour les aspirations au mariage, le désir d’enfants et les alternatives au mariage hétérosexuel traditionnel (Kroska et Elman, 2009 ; Gubernskaya, 2010 ; Lee et al., 2010 ; Fuwa, 2013 ; Choe et al., 2014 ; Rijken et Liefbroer, 2016 ; Piotrowski et al., 2019). Cette tendance n’est pas surprenante, les femmes étant plus enclines à rejeter les valeurs traditionnelles et patriarcales qui les placent dans une position subordonnée au sein du ménage et limitent leur participation en dehors de la sphère domestique. Plus particulièrement au Japon, où les exigences de l’économie moderne sont en contradiction avec le mariage traditionnel (attribuant des rôles fortement distincts selon le sexe), les changements familiaux ont des conséquences potentiellement très différentes pour les hommes et les femmes.

12 Les liens sociaux fonctionnent également différemment selon le sexe. Les réseaux de femmes sont plus familiaux (avec moins de liens hors de la famille) que ceux des hommes (Marsden, 1987), bien que les différences se réduisent (McPherson et al., 2008 ; Smith et al., 2014). Des différences entre les sexes existent également dans la formation des relations sociales (Ibarra, 1992), avec une propension presque égale à l’homophilie lors de la formation de contacts sociaux, même si subsistent des différences de religion et d’âge (Brashears, 2008). Au Japon, Yu et Kuo (2017) ont aussi constaté que les intentions de mariage et/ou de fécondité des hommes étaient liées au potentiel de revenus, tandis que les intentions des femmes étaient davantage soumises à l’influence sociale des collègues. Il est donc raisonnable de supposer que l’influence des liens sociaux peut aussi avoir un impact différent sur les attitudes familiales des hommes et des femmes.

II. Le contexte familial au Japon

13 Le Japon, comme d’autres pays d’Asie de l’Est, possède une tradition culturelle confucéenne caractérisée par une forte piété filiale et la perpétuation de la lignée familiale (Tsuya et al., 2019). Le système familial japonais d’avant-guerre, le ie, repose sur un modèle de famille souche basée sur la descendance patrilinéaire, l’autorité patriarcale et la patrilocalité (Fukutake, 1989). Premier pays non occidental à s’industrialiser (avec une transition relativement rapide), le Japon est similaire aux pays occidentaux sur le plan économique, mais il a connu une évolution relativement limitée dans la sphère familiale (Raymo et al., 2015).

14 Le Japon fait figure d’exception en matière d’attitudes à l’égard des rôles de genre par rapport aux autres pays industrialisés (Inglehart et al., 2002). Les différences entre les sexes sont réifiées dans des institutions telles que le système d’emploi à vie d’après-guerre (Lincoln et Nakata, 1997) exigeant un dévouement complet de la part des salariés réguliers [5] (principalement des hommes) et encourageant la sortie « volontaire » de l’emploi lors du mariage ou du premier enfant pour les femmes, lesquelles occupaient souvent des emplois de bureau subalternes ou des emplois dont les revenus ne faisaient que compléter ceux de leur conjoint (Ogasawara, 1998 ; Tsutsui, 2020) [6]. Cela se traduit par une stratification par sexe des filières d’éducation, de la formation professionnelle et de l’emploi, et un modèle familial où l’homme subvient aux besoins de la famille et la femme s’occupe du foyer.

15 Le mariage japonais entretient ces rôles familiaux et implique une division genrée et inégale du travail domestique (Bumpass et al., 2009). Les décisions liées au mariage et à la procréation sont prises conjointement et les femmes sont responsables des tâches domestiques, y compris l’éducation des enfants (Tsuya et al., 2012) ; les hommes se concentrent quant à eux sur le travail rémunéré et font de longues heures de travail. Tsuya et al. (2012) confirment la nature genrée du travail lorsqu’ils constatent que les maris japonais consacrent en moyenne 2 à 3 heures par semaine aux tâches domestiques (pour 50 heures environ par semaine au bureau) contre une trentaine d’heures pour les épouses.

III. Hypothèses

23 Comme Rindfuss et al. (2004), on s’attend à ce que, au fil du temps, le fait de connaître une personne adoptant un comportement familial innovant engendre des attitudes plus favorables envers ce comportement. Reste à savoir si les comportements examinés par Rindfuss et al. (2004) peuvent encore être considérés comme innovants tant ils sont aujourd’hui largement répandus. Dans le cas où ils ne seraient plus innovants mais banals, il ne faudrait peut-être plus nécessairement connaître une personne adoptant de tels comportements pour adopter une attitude plus favorable. Nous acceptons cette possibilité et la considérons comme une explication alternative si les associations attendues ne se produisent pas.

24 Sur la base de recherches suggérant des différences entre les hommes et les femmes à propos des influences sociales et des attitudes familiales, on s’attend également à des différences sexuées des modalités d’association entre le contact social et le changement d’attitude. On émet l’hypothèse que le fait de connaître une personne ayant une vie de famille innovante dans des domaines tels que le mariage peut être particulièrement important pour les femmes, et conduire à l’adoption d’attitudes non traditionnelles quant à la nécessité de se marier pour avoir une vie épanouie, ou peut-être même sur des alternatives au mariage comme la cohabitation (ou d’autres attitudes comme les rapports sexuels et les naissances hors mariage). De plus, étant donné que les conflits travail-famille affectent particulièrement les femmes, leurs attitudes à l’égard du bien-être des enfants (lorsque les mères travaillent) peuvent être influencées plus fortement par le fait qu’elles connaissent une personne ayant recours à un mode de garde formel.

IV. Méthodes

25 Nous utilisons les enquêtes nationales de 2000 sur les conditions familiales et économiques au Japon (pour plus de détails, voir Rindfuss et al., 2015) et son suivi longitudinal réalisé en 2009 (N = 2 356). L’ensemble des données de 2000 ont été recueillies à l’aide d’un échantillonnage probabiliste stratifié à deux degrés d’hommes et de femmes âgés de 20 à 49 ans, réalisé au niveau national. Le taux de réponse a été modeste (64 % des personnes dont la résidence est enregistrée par le système japonais ont répondu) ; il reste cependant cohérent avec les taux de réponse à d’autres grandes enquêtes nationales, telles que l’enquête sociale générale du Japon. Dans une recherche sur les potentiels biais de sélection dans cet ensemble de données, Rindfuss et al. (2015) ont montré à l’aide de comparaisons avec d’autres données (informations sur échantillon maître) que cela n’affectait que les distributions univariées, mais pas les relations entre les variables dans les analyses de régression. L’enquête longitudinale de suivi a également obtenu un taux de réponse modeste (53 %). Il a été constaté que, par rapport à l’échantillon en coupe complet de 2000, cet échantillon d’analyse présentait quelques spécificités démographiques (l’état matrimonial, le nombre d’enfants, le sexe et l’âge) et sur deux des variables de familiarité (know-variables) (le fait de connaître une personne cohabitante et une personne de plus de 35 ans non mariée). Cette analyse a utilisé tous les répondants avec des données non manquantes sur les variables pertinentes et pour les deux années retenues, soit 2 202 individus après nettoyage (réduction de 6,5 % sans attrition).

V. Résultats

35 Ces variables sont codées de sorte que les valeurs les plus élevées indiquent les attitudes les moins traditionnelles. Une partie importante de nos répondants a choisi la catégorie intermédiaire, « neutre » (tableau 1). Dans une analyse supplémentaire (voir le tableau S1 dans l’annexe en ligne), on a compté le nombre de fois où chaque répondant a choisi la catégorie « neutre » parmi les six éléments et peu de personnes choisissent systématiquement la modalité "neutre" [10].

Tableau 1

Répartition (%) des attitudes envers les comportements familiaux innovants

Répartition (%) des attitudes envers les comportements familiaux innovants

36 Dans l’ensemble, le traditionalisme tend à s’installer au fil du temps (probablement en raison du vieillissement), bien que les statistiques interindividuelles du tableau 1 n’informent pas sur les changements pour un même individu au fil du temps (cette question sera abordée par la suite). Les attitudes vis-à-vis des rapports sexuels hors mariage (et dans une certaine mesure, les modes de garde formels des enfants) représentent une tendance opposée. Les tendances étaient similaires pour les deux sexes, la différence majeure étant observée pour les attitudes à l’égard des rapports sexuels hors mariage, de la cohabitation et des naissances hors mariage, pour lesquels les femmes ont des valeurs légèrement moins traditionnelles que les hommes. De plus, conformément aux résultats de Choe et al. (2014), au fil du temps, un pourcentage plus élevé de femmes ont également exprimé un traditionalisme plus affirmé quant à la place du mariage dans la vie des femmes.

37 La proportion d’individus déclarant connaître une personne ayant eu un enfant hors mariage (17 % en 2000, tableau 2), est nettement supérieure à sa prévalence dans la population, autour de 2 % des naissances selon les statistiques disponibles (NIPSSR, 2017b). On suppose que cette proportion plus élevée est probablement due à la taille et à la structure des liens sociaux des répondants, et à la visibilité du comportement sous-jacent.

Tableau 2

Moyennes et écarts types des variables indépendantes

Moyennes et écarts types des variables indépendantes

38 La formulation du questionnaire japonais original n’exclut pas la possibilité d’une grossesse hors mariage, laissant supposer à certains répondants que la grossesse deviendrait une naissance hors mariage (bien que de telles situations aboutissent souvent à des mariages arrangés en raison de la stigmatisation associée aux rapports sexuels et aux grossesses hors mariage). Le pourcentage d’individus déclarant connaître une personne âgée de 35 ans ou plus qui n’est toujours pas mariée a connu la progression la plus prononcée (de 71 % à 84 %), identique pour les deux sexes (tableau 2). Le deuxième changement le plus important concernait le fait de connaître une personne ayant recours à un mode de garde formel (de 66 % à 73 %), avec une augmentation deux fois plus importante pour les hommes, sans doute en raison de la présence accrue des femmes dans le monde du travail. Le fait de connaître une personne ayant eu un enfant hors mariage ou vivant en union libre a également progressé (quoique légèrement de 17 % à 21 %), et de manière similaire pour les hommes et les femmes. Le fait de connaître quelqu’un prétendant ne jamais vouloir se marier a peu changé (32 % à 33 %) mais il a été davantage rapporté par les hommes.

39 La similitude des transitions du parcours de vie en matière d’éducation, de statut professionnel, d’état matrimonial et de procréation est évidente pour les deux sexes. La principale exception, conformément aux recherches antérieures (par exemple, Raymo et Lim, 2011), concerne le statut professionnel, où davantage de femmes occupent un emploi précaire ou quittent la population active. Un niveau d’instruction légèrement plus élevé (en particulier au niveau de l’enseignement supérieur) et une incidence plus élevée du mariage (et parallèlement de la procréation) apparaissent tout aussi clairement.

40 On a utilisé une approche intra-individuelle pour montrer le pourcentage de cas individuels connaissant un changement au niveau de ces variables ainsi que les corrélations [11] pour chaque variable entre les années 2000 et 2009 (tableau 3). Dans tous les cas, plus de la moitié des individus ont connu des changements d’attitude, toutes les corrélations étant positives (excluant un renversement total des attitudes) et d’ampleur modérée (impliquant que la valeur obtenue en 2000 est différente de la valeur de 2009).

Tableau 3

Pourcentages de changement et corrélations pour toutes les variables, 2000-2009

Pourcentages de changement et corrélations pour toutes les variables, 2000-2009

41 Concernant les variables de familiarité, pour chaque comportement et dans tous les sous-échantillons, des changements de statuts de familiarité (know-status) sont évidents, entre le quart (par exemple pour les naissances hors mariage) et le tiers (pour la cohabitation) des répondants connaissent des changements au fil du temps. Les coefficients de corrélation sont également tous positifs et d’amplitude modérée. Dans une analyse supplémentaire (tableau S2), on a constaté que les changements au fil du temps prennent soit la forme d’une « nouvelle connaissance » (c’est-à-dire le fait de ne connaître aucune personne concernée par un comportement en 2000, mais d’en connaître une en 2009) soit celle d’une « connaissance perdue » (la connaître en 2000 mais plus en 2009), le premier cas étant généralement plus fréquent que le second (en particulier pour la variable « plus de 35 ans et non marié », pour laquelle les nouvelles connaissances étaient trois fois plus nombreuses que les connaissances perdues). Le fait de perdre une connaissance ne signifie pas nécessairement que la personne interrogée a oublié avoir précédemment déclaré une connaissance, cela reflète également les transitions du parcours de vie, comme le fait de ne plus connaître une personne ayant recours à un mode de garde formel parce que son ou ses enfants ont grandi.

42 Les variables de contrôle présentent généralement des variations en pourcentage plus faibles au fil du temps et des corrélations sensiblement plus élevées, mais révèlent néanmoins des preuves de changement au niveau individuel, même pour des mesures telles que l’éducation (pour laquelle environ 12 % de l’échantillon complet a connu des changements). On observe à nouveau une différence entre les sexes pour le statut professionnel. Dans l’ensemble, les résultats révèlent une variation temporelle considérable des attitudes et du statut de familiarité, ce qui montre à quel point les phénomènes étudiés par Rindfuss et al. (2004) ont changé.

43 D’après les estimations du modèle de régression logistique ordonnée avec estimateur BUC (tableau 4), nous constatons que les changements dans certaines mesures des comportements des connaissances sont significatifs et positivement liés aux changements d’attitude, conformément aux résultats de Rindfuss et al. (2004). Plus précisément, le fait de connaître une personne en union libre est positivement lié à un changement d’attitude envers les rapports sexuels hors mariage, et le fait de connaître quelqu’un qui a eu un enfant hors mariage [12] est positivement lié à un changement d’attitude envers la cohabitation. Le fait de connaître une personne ayant recours à un mode de garde formel est également positivement lié à l’attitude à l’égard de la souffrance des enfants d’âge préscolaire dont la mère travaille, ce qui va à l’encontre de l’idée que l’activité professionnelle des mères est nocive pour les enfants, étant entendu que la variable est codée ainsi : plus le score est élevé, moins l'attitude est traditionnelle.

Tableau 4

Estimations par régression logistique ordonnée à effets fixes (BUC) des attitudes familiales innovantes

Estimations par régression logistique ordonnée à effets fixes (BUC) des attitudes familiales innovantes

44 Les attitudes envers les naissances hors mariage et envers le mariage comme condition indispensable pour mener une vie épanouie (pour les hommes et les femmes) n’étaient pas significativement liées à leurs variables de familiarité. Cependant, étant donné que le modèle BUC n’utilise que les cas présentant un changement dans la variable dépendante, la sélection des cas peut avoir influencé ces résultats. On a également estimé des régressions probit (tableau S3) dans lesquelles la variable dépendante, une mesure dichotomique, indique si le répondant avait ou non changé d’attitude [13]. On a constaté, de manière générale, que les variables de familiarité n’étaient pas significativement liées à la sélection de l’échantillon d’analyse [14], sauf pour le fait de connaître quelqu’un prétendant ne jamais vouloir se marier, ce qui était significativement lié aux attitudes envers le mariage comme source d’épanouissement (versions masculine et féminine). Bien qu’il soit plausible que la sélection des cas ait affecté les résultats du modèle BUC, l’analyse plus approfondie par sexe pointe vers une autre explication.

45 Le tableau 5 montre que le fait de connaître une personne affirmant ne jamais vouloir se marier est significatif et positivement lié aux attitudes envers l’épanouissement dans le mariage (versions masculine et féminine), mais uniquement pour les femmes. Ainsi, plutôt qu’un simple artefact lié à la sélection de cas, le manque de significativité de ces variables dans les résultats du modèle précédent peut s’expliquer par un modèle d’influence sociale genré : les femmes adoptent une attitude moins traditionnelle envers le mariage si elles connaissent une personne ayant déclaré ne jamais vouloir se marier. Les résultats révèlent également que les coefficients de l’effet de la connaissance d’une personne vivant en union libre sur l’attitude envers les rapports sexuels hors mariage sont significatifs pour les hommes comme pour les femmes. Étonnamment, les coefficients de l’effet de la connaissance d’une personne ayant eu un enfant hors mariage sur l’attitude envers la cohabitation et de l’effet de la connaissance d’une personne ayant recours à un mode de garde formel sur l’attitude envers « la souffrance des enfants » ne sont significatifs que pour les hommes, indiquant des influences différentes selon le sexe.

Tableau 5

Estimations par régression logistique ordonnée à effets fixes (BUC) des attitudes familiales innovantes, selon le sexe

Estimations par régression logistique ordonnée à effets fixes (BUC) des attitudes familiales innovantes, selon le sexe

46 Étant donné que les résultats du modèle BUC incluent des changements de connaissance (le fait de perdre une connaissance ou d’avoir une nouvelle connaissance), on a estimé un nouvel ensemble de modèles (tableaux S4-S20) dans lesquels on distingue ces effets en retirant les cas impliquant ces types de changement. Dans l’ensemble, la plupart des résultats se sont maintenus. Cependant, on a généralement constaté que le fait de perdre une connaissance (en particulier dans le cas des attitudes des hommes envers la cohabitation, des attitudes envers l’épanouissement dans le mariage pour les femmes, etc.) était le principal moteur des changements d’attitude. Les deux exceptions étaient les attitudes envers les rapports sexuels hors mariage et les attitudes des hommes envers les modes de garde formels, davantage liées à de nouvelles connaissances.

47 Par souci de concision, le détail des variables de contrôle n’est pas discuté mais, toutefois, relativement peu de différences statistiquement significatives ont été observées pour les changements dans le niveau d’éducation, le statut professionnel, l’état matrimonial et le fait d’avoir un (autre) enfant. Bien qu’il ne soit pas recommandé d’inclure l’âge dans un modèle à effets fixes [15], on a néanmoins tenté d’évaluer comment les différences entre les cohortes de naissances pouvaient influencer les résultats (tableaux S21-S24). Concrètement, des modèles distincts ont été estimés pour les cohortes de naissance 1950-1959, 1960-1969 et 1970-1980 et peu de coefficients se sont avérés significatifs. Exception notable, l’effet de la connaissance d’une personne vivant en union libre sur l’attitude envers les rapports sexuels hors mariage n’est significatif que pour la cohorte la plus jeune (1970-1980), tout comme le fait de connaître une personne ayant eu un enfant hors mariage sur l’attitude envers la cohabitation. Le coefficient de l’effet de la connaissance d’une personne non mariée âgée de plus de 35 ans sur l’attitude envers le mariage comme élément indispensable d’une vie épanouie pour les femmes n’est significatif que pour la cohorte la plus âgée (1950-1959). Il n’est pas possible de distinguer les effets d’âge et de cohorte, et les tailles d’échantillon plus petites des cohortes peuvent avoir contribué à l’absence globale de résultats significatifs.

Conclusion

48 Les recherches de Rindfuss et al. (2004) sont une étude importante qui a non seulement synthétisé un large pan de la littérature, mais également expliqué comment les comportements au niveau de groupes restreints pouvaient conduire à terme à des changements d’attitude au niveau sociétal. On a étendu la portée de cette recherche en examinant dans une approche longitudinale l’association entre les changements dans le fait de connaître une personne adoptant un comportement familial innovant et les changements d’attitude envers ces comportements. À l’aide de modèles à effets fixes, on a montré que les associations entre les mesures du degré de familiarité et les attitudes envers les comportements familiaux non traditionnels (lorsqu’elles étaient détectées) résistaient aux variables inobservées fixes dans le temps, ce qui pourrait être lié à la fois à la sélection des innovateurs en matière de comportement familial et aux attitudes.

49 On a également démontré que les variables de familiarité fonctionnaient différemment pour les hommes et les femmes. Bien que toutes ces variables n’aient pas affiché d’associations significatives avec leurs attitudes correspondantes (ou liées), la plupart de celles qui n’étaient pas significatives pour l’échantillon complet ont montré des associations significatives lorsqu’elles étaient ventilées par sexe, ce qui suggère une nature genrée de certains effets. Dans l’ensemble, ces résultats ne sont pas cohérents avec l’idée selon laquelle le fait de connaître une personne cesse d’être important dès lors que les comportements des connaissances que nous étudions ne sont plus « innovants », à mesure qu’ils se banalisent au fil du temps. Si certains de ces comportements peuvent ne plus être considérés comme innovants, cette étude n’en est pas moins importante en ce qu’elle retrace la maturation de la diffusion de l’innovation.

50 La composante liée au genre de cette contribution reflète les spécificités du contexte institutionnel japonais. Le Japon a connu un ralentissement économique prolongé à partir du début des années 1990, entraînant un bouleversement du marché du travail, une participation accrue des femmes à la population active et une augmentation du niveau d’instruction des femmes. Alors que les hommes s’efforcent de trouver un emploi stable, autrefois la marque de fabrique du système d’emploi japonais (Shimizutani et Yokoyama, 2009), les femmes – confrontées aux nouvelles réalités du marché matrimonial et à la rigidité des rôles de genre dans le mariage japonais – ont sans surprise fait preuve d’une plus grande ouverture vis-à-vis des influences sociales qui encouragent une vision non traditionnelle du mariage et de sa nécessité. Sur le plan comportemental, elles commencent à rompre avec l’hypergamie traditionnelle et épousent des hommes ayant des niveaux d’éducation inférieurs au leur. Pour résumer, comme le souligne McDonald (2000), les tensions entre les institutions familiales et non familiales amènent les femmes à revoir leurs comportements et leurs attitudes. On ignore encore pourquoi les attitudes des hommes, et non celles des femmes, envers la souffrance des enfants d’âge préscolaire dont la mère travaille sont influencées par le fait de connaître une personne ayant recours à un mode de garde formel. Cela est peut-être lié à l’exposition : les hommes étant plus souvent en dehors du foyer, ils rencontrent plus de mères actives ayant recours à des services de garde.

51 Bien que le Japon fasse encore figure d’exception en matière d’égalité entre les sexes et que sa sphère familiale ait relativement peu évolué, les mécanismes identifiés ici ne sont pas uniques. Les pays occidentaux ont longtemps été à l’avant-garde de ces changements, alors que l’emploi et l’éducation des femmes connaissaient une « révolution tranquille » (Goldin, 2006). Parallèlement, les mariages se sont « désinstitutionnalisés » (Cherlin, 2020), tandis qu’un ensemble de comportements associés à la deuxième transition démographique ont commencé à caractériser de manière inédite les systèmes familiaux occidentaux (Lesthaeghe, 2014). Les composantes de cette transition se répartissant de manière inégale dans les pays développés (Zaidi et Morgan, 2017), on ne peut s’attendre aux mêmes changements au Japon et en Occident mais, néanmoins, les femmes japonaises seront à l’avant-garde des changements sociaux.

52 Cette étude comporte certaines limites. Premièrement, le fait de connaître un innovateur et de changer d’attitude peut logiquement entretenir un effet de rétroaction où la familiarité affecte les attitudes et les attitudes jouent sur la familiarité, ce qui conduit à une plus grande interaction entre les innovateurs. On manque cependant de données pour modéliser un tel effet de réciprocité, donc ce point sera à développer dans de futures recherches. Deuxièmement, bien que notre approche statistique prenne en compte l’hétérogénéité inobservée individuelle fixe dans le temps, peut-être que d’autres facteurs variant dans le temps dont on ne peut tenir compte (par exemple, les influences des réseaux sociaux), affectent également les changements individuels d’attitude. Compte tenu de ces limites, il faut rester prudent quant aux affirmations causales sur la relation entre la familiarité et les changements d’attitude. Troisièmement, les données ne comprennent que deux points dans le temps, ce qui peut capter les fluctuations à court terme au détriment des tendances à long terme.

53 Malgré ses limites, l’étude fait progresser la littérature sur les changements d’attitude en fournissant de nouvelles perspectives sur l’association entre le fait de connaître des personnes adoptant des comportements innovants et les changements d’attitude au fil du temps. Nous avons examiné cette association au Japon, un pays qui a connu de nombreux changements similaires aux sociétés occidentales, mais qui reste plus traditionnel concernant les attitudes familiales et les rôles de genre. Précisément, en raison de son évolution limitée dans le domaine familial, le Japon constitue un terrain idéal pour examiner un effet de contagion sociale. Dans d’autres pays ayant connu des changements importants d’attitude familiale, la contagion sociale devrait être plus modérée. Les futures recherches devraient examiner d’autres contextes, et étudier comment les comportements familiaux s’intègrent dans un contexte sociohistorique particulier. Elles devraient également explorer d’autres facteurs de familiarité, tels que le rôle de la distance sociale dans les catégories relationnelles, les effets de la perte et de l’acquisition de connaissances, les différences entre les cohortes, et le lien entre les comportements familiaux innovants et les (dés)avantages socioéconomiques.