Introduction

Vivre dans une famille divorcée est fréquent (Spruijt et Kormos 2010) et peut être néfaste pour les enfants (Amato 2001). Aux Pays-Bas, environ 70 000 enfants vivent chaque année le divorce de leurs parents (Spruijt et Kormos 2010). L’effet le plus dévastateur du divorce sur l’adaptation et le bien-être des enfants est l’exposition au conflit parental (Amato 2001 ; Kelly et Emery 2003). L’une des tâches les plus difficiles pour les parents après un divorce est donc d’établir une relation de coparentalité de bonne qualité. C’est essentiel, non seulement pour l’adaptation et le bien-être des parents (Katz et Woodin 2002), mais aussi parce que la qualité de la coparentalité est indispensable pour que les enfants s’adaptent au divorce de façon saine et sans heurts (Amato 2005 ; Bronstein et al. 1993 ; Nunes-Costa et al. 2009 ; Whiteside 1998) et pour prévenir des reculs développementaux à long terme (Cabrera et al. 2012 ; Levine et Painter 1998 ; Prevoo et Ter Weel 2014).

Une question importante pour la recherche est alors d’expliquer comment le conflit entre parents après un divorce se maintient et/ou s’aggrave. Si la recherche a examiné les facteurs de risque des conflits de coparentalité (pour une vue d’ensemble, voir Bonach 2005) et fait progresser la connaissance de l’escalade des conflits (Coleman et al. 2012), un aspect a reçu peu d’attention dans la recherche empirique : le rôle du réseau social, entourage amical, famille et même conseils juridiques compris (Milardo et al. 2014). Cet oubli est surprenant, puisqu’il est généralement admis que la réussite et l’échec des relations ne dépendent pas seulement des partenaires, mais aussi de leurs réseaux sociaux, qu’il s’agisse de relations en cours (Kennedy et al. 2015) ou de relations après divorce (McDermott et al. 2013). Par exemple, l’approbation du réseau social s’est révélée être un facteur de protection important pour la qualité des relations amoureuses (Le et al. 2010). Le soutien du réseau social s’est aussi révélé un facteur de protection important pour l’adaptation individuelle des parents après un divorce (Albeck et Kaydar 2002 ; Kramrei et al. 2007).

Pour expliquer comment l’approbation ou la désapprobation du réseau social peut influer sur le niveau des conflits de coparentalité, nous étendons aux familles divorcées les résultats sur ce qu’on appelle l’effet de pardon des tiers (Green et al. 2008). Dans ces familles, les membres du réseau social, comme la famille et l’entourage amical, peuvent être considérés comme des tiers dans les transgressions commises entre les parents. La recherche a montré que les tiers pardonnent en général moins que les personnes directement concernées (Green et al. 2008), par exemple parce que la réparation de la relation leur profite moins (Green et al. 2008). En appliquant ces résultats aux parents qui ont divorcé, nous suggérons que l’entourage amical et familial et d’autres proches importants pardonnent difficilement les transgressions de l’ex-partenaire, passées comme présentes. Le réseau social risque donc de revenir sur les transgressions (passées) de l’ex-partenaire et d’en parler négativement, ce que les parents perçoivent comme une désapprobation de l’ex-partenaire.

La coparentalité peut être conçue comme la relation parentale dans l’élaboration et la mise en œuvre d’un projet parental commun pour les enfants. On peut la définir comme « l’implication conjointe et réciproque des deux parents dans l’éducation, l’environnement et les prises de décision concernant la vie de leurs enfants. Les parents qui coopèrent font passer le bien-être de leurs enfants en premier, tout en créant et en entretenant une relation constructive, avec de nouvelles frontières, plus souples, entre eux » (Nunes-Costa et al. 2009, p. 388). Il importe en outre que les parents soutiennent mutuellement leurs décisions éducatives (Maccoby et al. 1990) et leurs efforts parentaux (McHale et al. 2004 ; Whiteside et Becker 2000). À l’appui de ces propositions, Whiteside et Becker (2000) ont constaté que des niveaux élevés de coparentalité positive et soutenante sont associés négativement à une coparentalité conflictuelle.

Une majorité de parents, après un divorce, parvient à rester dans le soutien mutuel et à développer un style de coparentalité coopératif (Whiteside 1998 ; Whiteside et Becker 2000). Ces parents communiquent souvent, même si leurs avis divergent fréquemment lorsque des décisions parentales et éducatives concernant les enfants doivent être prises (par exemple Maccoby et al. 1990). Cependant, environ un tiers des parents ayant divorcé connaissent des niveaux élevés d’hostilité et de tension persistantes (Whiteside 1998). La combinaison d’avis divergents et d’une hostilité et d’une tension persistantes et élevées entre les parents peut déboucher sur des conflits non résolus et contribuer à l’escalade des conflits de coparentalité (Bonach 2005 ; Coleman et al. 2012).

De nombreux éléments montrent que le soutien du réseau social est important pour le bien-être individuel des parents (Pinquart et Sörensen 2000). La recherche a en outre montré que les relations de réseau (faire partie d’un groupe), davantage que les relations particulières (le contact en tête-à-tête), favorisent une adaptation positive après le divorce, notamment un coping adaptatif, le bien-être psychique et la satisfaction de vie (Kramrei et al. 2007). Cela souligne que faire partie d’un réseau social soutenant est particulièrement important pour une adaptation saine après un divorce. Les réseaux sociaux donnent aux parents qui ont divorcé un sentiment d’appartenance et leur apportent un soutien émotionnel, par exemple en approuvant la rupture et en tenant des propos négatifs sur l’ex-partenaire (Sprecher et Felmlee 2000). Les réseaux sociaux peuvent ainsi aider chaque ex-partenaire à se sentir mieux, en renforçant son sentiment d’appartenance et en réduisant son incertitude quant à la fin de la relation amoureuse (Eaton et Sanders 2012). Malgré son effet bénéfique sur l’adaptation individuelle après le divorce, ce soutien du réseau social pourrait toutefois, dans le même temps, attiser le conflit avec l’ex-partenaire. Lorsque les membres du réseau s’expriment négativement sur l’ex-partenaire en signe de soutien, ces propos alimentent aussi les pensées, les sentiments et les comportements négatifs de leur proche qui a divorcé à l’égard de l’ex-partenaire (Lickel et al. 2006).

Le pardon est un processus interpersonnel (pour une revue, voir Karremans et Van Lange 2008) qui sert à maintenir la relation après qu’une transgression a été commise et à reconstruire la qualité qu’avait la relation avant cette transgression. Dans les relations, y compris après un divorce, les partenaires se blessent ou s’offensent, intentionnellement ou non. Il arrive qu’on mente sur une relation extraconjugale, qu’on se rende indisponible sur le plan émotionnel, qu’on dévoile des secrets, qu’on rompe des promesses ou qu’on médise de l’autre auprès de son entourage. Pour faire face efficacement à ces transgressions inévitables et prévenir le conflit, les partenaires ont besoin de se pardonner (Karremans et Van Lange 2008). Sans surprise, la recherche empirique constate régulièrement que le pardon a des conséquences profondes pour la personne qui pardonne, comme des effets bénéfiques sur la santé psychique et physique, une plus grande satisfaction de vie et une détresse psychologique moindre (Karremans et al. 2003 ; Lawler et al. 2005 ; McCullough et al. 2001). Le pardon joue aussi un rôle crucial dans les relations. Par exemple, il est associé à moins de conflits et à une meilleure qualité de relation dans les couples (Paleari et al. 2005) et à une plus grande cohésion dans les familles (Maio et al. 2008). Enfin, et ce n’est pas le moins important, le pardon n’affecte pas seulement les personnes et les relations, mais aussi leur réseau social (Green et al. 2014). Les proches de la victime d’une transgression, ce qu’on appelle les tiers (Green et al. 2008), qui n’ont pas pris part directement à la transgression, peuvent se sentir en position d’accorder ou de refuser à leur tour le pardon, et/ou d’influer sur le processus de pardon de la victime.

La recherche montre que les tiers pardonnent en général moins que les victimes elles-mêmes, et avance plusieurs explications à cet effet de pardon des tiers (pour une revue, voir Green et al. 2014). Par exemple, la famille, l’entourage amical ou d’autres membres importants du réseau peuvent craindre de compromettre leur relation proche avec la victime en faisant preuve d’indulgence envers la personne fautive. En outre, disposant de moins d’informations sur la personne fautive que la victime, les membres du réseau social peuvent lui imputer davantage la responsabilité de ce qui s’est passé et faire à son sujet des attributions plus négatives, internes et stables. Enfin, la recherche indique que les tiers croient moins aux excuses et voient moins d’intérêt à la réconciliation que les victimes elles-mêmes (Cheung et Olson 2013 ; Eaton et Sanders 2012 ; Green et al. 2008, 2014).

Les transgressions interpersonnelles sont d’importants facteurs de stress avant, pendant et après le divorce, qui peuvent contribuer au maintien et à l’escalade du conflit de coparentalité (Bonach 2005). La recherche sur les interventions cliniques auprès des couples en instance de divorce suggère que, dans ces couples, pardonner à l’autre parent est crucial, non seulement parce que le pardon est lié négativement aux conflits, mais aussi parce qu’il est lié positivement à la qualité de la relation de coparentalité (Reilly 2014 ; Rye et al. 2012). De plus, le pardon est l’un des meilleurs prédicteurs de la qualité de la coparentalité dans le temps (Bonach 2005 ; Bonach et Sales 2002).

Il est possible que le niveau d’études des parents, la durée de la relation et le temps écoulé depuis la séparation soient liés aux variables clés de notre recherche (Yárnoz Yaben 2009). En outre, bien que les hommes comme les femmes aient tendance à mobiliser davantage le soutien de leur réseau social dans les périodes de plus grande détresse (Fincham et al. 2007), des différences selon le genre pourraient influer sur les processus postulés, d’autant que les hommes se sont révélés plus enclins au pardon que les femmes (Sidelinger et al. 2009).

La présente recherche visait à examiner la relation indirecte, par l’intermédiaire du pardon, entre la désapprobation perçue du réseau social et les conflits de coparentalité dans le contexte du divorce. Notre première hypothèse était que, chez les parents ayant divorcé, le niveau de désapprobation perçue du réseau social est lié positivement aux conflits de coparentalité. Notre deuxième hypothèse était que le pardon parental est lié négativement à davantage de conflits de coparentalité. Notre troisième hypothèse était que l’association entre la désapprobation perçue du réseau et les conflits de coparentalité passe par le pardon du parent envers l’autre parent ou ex-partenaire. Nous avons testé nos prédictions, d’abord dans un échantillon de convenance de parents ayant divorcé, dont le recrutement s’est fait sur des forums en ligne, puis dans un échantillon clinique de parents pris dans des divorces très conflictuels, pour qui un traitement avait été demandé en raison de la menace imminente que leurs conflits faisaient peser sur le bien-être psychosocial de leurs enfants. Pour écarter une éventuelle influence confondante du genre et du niveau d’études des parents, de la durée de la relation et du temps écoulé depuis la séparation, nous avons examiné leur influence dans les deux études.

Étude 1

Dans l’étude 1, nous avons cherché à étayer notre modèle de médiation, selon lequel percevoir une désapprobation de l’autre parent dans le réseau social est associé à un conflit plus important entre parents après un divorce. Nous nous attendions aussi à ce que le pardon des parents envers l’ex-partenaire serve de médiateur à l’association entre la désapprobation du réseau et le conflit de coparentalité.

Méthode

Échantillon

L’échantillon comptait 136 parents ayant divorcé (âge moyen 44,5 ans, ÉT = 5,8, étendue 27-58 ans). À notre connaissance, aucune de ces personnes n’était l’ex-partenaire d’une autre. Quatre-vingt-seize pour cent étaient de nationalité néerlandaise. En moyenne, les parents avaient deux enfants avec leur ex-partenaire (ÉT = 0,7, étendue = 1-4). L’enfant le plus âgé de la fratrie avait en moyenne 13,8 ans (ÉT = 5,0, étendue 4-25 ans). Quarante-neuf pour cent des parents avaient une nouvelle relation (n = 66), et 3 % seulement avaient eu des enfants dans cette nouvelle relation (n = 4). Cinquante-deux pour cent avaient cherché une aide professionnelle (par exemple une thérapie) pour s’adapter au divorce (n = 70).

Procédure

Nous avons recruté des parents ayant divorcé en publiant des annonces avec un lien vers le questionnaire en ligne sur divers sites web, forums et réseaux sociaux néerlandais, généralistes ou consacrés au divorce (par exemple Facebook, www.villapinedo.nl, www.nieuwstap.nl, www.singlesite.nl, Psychologie Magazine, Marktplaats), en envoyant des courriels avec un lien vers le questionnaire à la famille, à l’entourage amical et aux connaissances, et en publiant des annonces dans les lettres d’information en ligne de services de médiation familiale. Les parents ont rempli un questionnaire en ligne sur leur propre situation, leurs enfants, leur ex-partenaire et leur relation actuelle avec l’autre parent. Seules les caractéristiques démographiques et les mesures centrales pour nos questions de recherche sont décrites ci-dessous. Pour éviter l’influence confondante possible de divorces complexes et très conflictuels dans cette étude, nous avons exclu les parents engagés dans des procédures judiciaires en cours avec l’autre parent (n = 26). Toutes les personnes participantes ont donné leur consentement éclairé avant de remplir les questionnaires. En contrepartie de leur participation, elles ont reçu un bon d’achat de 7,50 euros pour une boutique en ligne.

Mesures

Informations démographiques, mesures relatives à la famille et au divorce

Pour recueillir les informations sociodémographiques, les personnes participantes ont répondu à des questions sur leur âge, leur genre, leur niveau d’études et leur origine ethnique. Plusieurs questions portaient en outre sur les caractéristiques de la famille et du divorce, notamment le nombre d’enfants, le temps écoulé depuis le divorce, la recherche d’aide pour s’adapter au divorce, la durée du mariage ou de la cohabitation légale et une éventuelle nouvelle relation. Le genre, le niveau d’études, le temps écoulé depuis la séparation et la durée du mariage ou de la cohabitation légale ont servi de variables de contrôle.

Conflits de coparentalité

Pour évaluer les conflits de coparentalité, nous avons utilisé la sous-échelle de coparentalité en 7 items du Psychological Adjustment to Separation Test (PAST ; Sweeper et Halford 2006). L’échelle a été traduite en néerlandais et a montré de bonnes propriétés psychométriques (De Smet 2013). Exemples d’items : « Quand je parle à mon ancien ou mon ancienne partenaire, nous nous disputons généralement à propos de l’enfant ou des enfants », « Mon ancien ou mon ancienne partenaire et moi évitons de nous parler ». Les items étaient cotés sur une échelle en 5 points (1 = pas du tout d’accord, 5 = tout à fait d’accord). Les scores moyens ont été calculés de sorte qu’un score plus élevé indique davantage de conflits de coparentalité (alpha de Cronbach = 0,89).

Désapprobation perçue du réseau

Pour évaluer dans quelle mesure les parents perçoivent que leur réseau social désapprouve l’ex-partenaire, nous avons d’abord demandé à chaque parent de dresser la liste des personnes impliquées dans le divorce et concernées par lui (par exemple les conseils juridiques, les parents et beaux-parents, l’entourage amical, une nouvelle relation amoureuse). Les personnes participantes ont ensuite répondu à quatre questions évaluant leur perception des réactions générales des membres du réseau au divorce, dont des questions sur leur (dés)approbation (par exemple « en général, mon réseau soutient le rapprochement et le compromis avec mon ex-partenaire » [item inversé]) (cf. Lehmiller et Agnew 2007). Les items étaient cotés sur une échelle en 5 points (1 = pas du tout ; 5 = beaucoup). Des échelles moyennes ont été calculées, un score plus élevé indiquant un niveau plus élevé de désapprobation perçue du réseau social (alpha de Cronbach = 0,65).

Pardon

Pour évaluer les sentiments de pardon, nous avons utilisé une traduction néerlandaise en douze items du Transgression Related Interpersonal Motivations Inventory (McCullough 2013), coté sur une échelle en 5 points (de 1 = pas du tout d’accord à 5 = tout à fait d’accord). Les parents évaluaient leurs sentiments de pardon envers l’ex-partenaire (par exemple « Je garde autant de distance que possible avec mon ex-partenaire. » [item inversé] ; « Je veux voir mon ex-partenaire souffrir et être malheureux ou malheureuse. » [item inversé] ; « Même si mon ex-partenaire m’a fait du mal, je mets ces blessures de côté pour que nous puissions reprendre contact. »). L’échelle moyenne a été calculée de sorte qu’un score plus élevé indique un niveau de pardon plus élevé (alpha de Cronbach = 0,91).

Analyses des données

Des analyses descriptives ont été menées pour examiner les caractéristiques de la famille, du divorce et du réseau social, les éventuelles différences selon le genre et les corrélations d’ordre zéro entre toutes les variables de l’étude. Ensuite, nous avons utilisé des analyses de pistes par les moindres carrés ordinaires pour mener des analyses de médiation simple, afin de tester si le pardon expliquait, en partie du moins, la relation entre la désapprobation perçue du réseau social et les conflits de coparentalité. Toutes les analyses ont été menées avec IBM SPSS Statistics version 21 (SPSS 2012), en utilisant la macro PROCESS pour les analyses de médiation, modèle 4 (Hayes 2013). Nous avons contrôlé la durée de la relation parentale, le genre, le temps écoulé depuis la séparation et le niveau d’études, pour écarter d’autres hypothèses et l’influence de variables confondantes.

Résultats

Soixante-douze pour cent des personnes participantes étaient des mères. Le niveau d’études allait de moyen (41 % avaient achevé un enseignement professionnel secondaire) à élevé (57 % avaient achevé un enseignement professionnel supérieur ou universitaire). Avant le divorce, les personnes participantes avaient été en relation avec leur ex-partenaire pendant 16,1 ans (ÉT = 7,2 ; étendue 2-35 ans), et elles étaient séparées depuis 4,7 ans (ÉT = 4,0 ; étendue 0-16 ans). Elles ont déclaré en moyenne cinq personnes (ÉT = 3,0) dans leur réseau social (étendue 0-10) : 34 % de leur propre famille, 1 % de la famille de l’autre parent, 44 % de leur propre entourage amical, 0 % de l’entourage amical de l’autre parent, 6 % de conseil psychologique, 3 % de professions juridiques, 6 % de nouvelles relations amoureuses, 5 % d’autres personnes non précisées, et 4 % ont déclaré n’avoir personne.

Des tests t pour échantillons indépendants ont été menés pour comparer les variables de l’étude entre pères et mères. Les résultats indiquent que la désapprobation perçue du réseau social, le pardon et les conflits de coparentalité ne différaient pas significativement selon le genre, t(134) ≤ 1,361, p ≥ 0,179, d ≤ .02334.

Les moyennes et écarts types, pour les pères et pour les mères, ainsi que les corrélations bivariées entre les variables de l’étude, figurent au tableau 1. Conformément à la première hypothèse, des niveaux plus élevés de désapprobation perçue du réseau étaient significativement liés à davantage de conflits de coparentalité, r(134) = 0,611, p < 0,001, et à des niveaux plus faibles de pardon, r(136) = −0,521, p < .001. Conformément à notre deuxième hypothèse, des niveaux plus faibles de pardon étaient aussi significativement liés à davantage de conflits de coparentalité (r(134) = −0,536, p < 0,001).

Conformément à notre hypothèse de médiation, des analyses de médiation simple par analyse de pistes aux moindres carrés ordinaires ont montré que la désapprobation perçue du réseau social influait indirectement sur la quantité de conflits de coparentalité par son effet sur le pardon. Comme le montre le tableau 2, les parents qui percevaient davantage de désapprobation dans leur réseau social pardonnaient moins facilement à l’autre parent (b = −0,512, p < 0,001), et, lorsque les parents pardonnaient moins facilement à l’autre parent, davantage de conflits de coparentalité étaient rapportés (b = −0,347, p < 0,001). Nous avons calculé des intervalles de confiance bootstrap corrigés du biais, estimés sur 5 000 échantillons bootstrap, avec un intervalle de confiance à 95 %. L’intervalle de l’effet indirect (ab) de la désapprobation perçue du réseau, par l’intermédiaire du pardon, sur les conflits de coparentalité n’incluait pas zéro (pour plus de détails, voir le tableau 2), ce qui indique que l’effet est significatif.

En outre, l’intervalle de l’effet indirect (ab) de la désapprobation perçue du réseau, par l’intermédiaire du pardon, sur les conflits de coparentalité, en contrôlant l’effet du niveau d’études des parents (b = 0,011, se = 0,043, p = 0,803), de la durée de la relation parentale (b = −0,000, se = 0,001, p = 0,782), du temps écoulé depuis la séparation (b = −0,037, se = 0,018, p = 0,047) et du genre (b = −0,002, se = 0,151, p = 0,989), n’incluait pas zéro (pour plus de détails, voir le tableau 2), ce qui indique que l’effet restait significatif en contrôlant les facteurs de confusion possibles. Comme on le voit dans le tableau 2, la désapprobation perçue du réseau social restait un prédicteur direct significatif du conflit de coparentalité après contrôle du niveau de pardon, ce qui indique que d’autres facteurs, au moins, interviennent comme médiateurs de la relation entre la désapprobation perçue du réseau et le conflit de coparentalité.

Discussion

En étendant aux conflits de coparentalité entre parents après un divorce les recherches antérieures sur la désapprobation du réseau social et le pardon, nous avions prédit que le pardon sert de médiateur au lien entre la désapprobation perçue du réseau et le conflit. Les résultats de l’étude 1 confirment nos hypothèses. Ils apportent de premiers éléments sur la relation entre la désapprobation perçue du réseau et le conflit de coparentalité, et montrent que le pardon est un mécanisme décisif de cet effet. Plus précisément, nous avions prédit, et nous avons constaté, une relation indirecte entre la désapprobation perçue du réseau social et les conflits de coparentalité, par l’intermédiaire de la tendance des parents à pardonner à l’autre parent, mais l’effet direct demeurait aussi.

Si ces résultats sont encourageants, l’étude 1 portait sur un échantillon de convenance de parents ayant divorcé, dont le recrutement s’est fait sur des forums en ligne, ce qui limite la généralisation de nos résultats. C’est d’autant plus important que l’autosélection a pu biaiser notre échantillon. Il est possible, par exemple, que seuls des parents ayant bien surmonté leur divorce aient participé. On ne sait donc pas si nos résultats peuvent être reproduits auprès de couples divorcés très conflictuels. Compte tenu des effets dévastateurs des conflits de coparentalité sur l’adaptation et le bien-être des enfants après le divorce (Amato 2001 ; Johnston 1994 ; Kelly et Emery 2003), et du fait que les parents en conflit intense sous-estiment souvent les effets de leurs conflits sur les enfants (Anderson et al. 2010), une réplication de nos résultats dans un échantillon de parents en conflit intense a été jugée nécessaire.

Étude 2

Notre deuxième étude poursuivait deux objectifs centraux. D’abord, inclure des parents ayant divorcé et présentant des niveaux de conflit élevés. Ensuite, inclure davantage d’hommes, afin d’examiner la robustesse de nos résultats sur les différences selon le genre dans l’étude 1 (28 % de pères). C’est d’autant plus important que les caractéristiques et le comportement des pères sont liés au développement normal et pathologique des enfants (Cassano et al. 2006), alors que les pères sont sous-représentés dans la recherche pédiatrique et dans le traitement thérapeutique de la santé mentale des enfants (Phares et al. 2005).

Méthode

Échantillon

L’échantillon comptait 110 parents (âge moyen 42,6, ÉT = 5,6, étendue 26-60 ans) pour qui une intervention avait été demandée dans plusieurs centres de traitement familial aux Pays-Bas, parce que le bien-être de leurs enfants était menacé par des conflits parentaux durables, de l’agressivité et de la colère autour des décisions parentales. Les hommes avaient en moyenne 43,3 ans (ÉT = 6,2, étendue 27-60) et les femmes 42,0 ans (ÉT = 5,0, étendue 26-56). Quatre-vingt-seize pour cent de l’échantillon était d’origine néerlandaise ou belge. Dans 32 familles, un seul parent a participé, et dans 39 familles, les deux parents ont participé. Les 110 parents avaient 127 enfants, soit en moyenne 1,79 enfant (ÉT = 0,7), et l’aîné avait en moyenne 10,9 ans (ÉT = 3,6). Soixante-quatorze pour cent des parents avaient une nouvelle relation (n = 72), et 27 % avaient eu des enfants dans cette nouvelle relation (n = 19). Cent pour cent avaient cherché une aide professionnelle pour s’adapter au divorce. Sur les 173 parents invités à participer, 110 ont accepté, soit un taux de réponse de 64 %.

Procédure

Le recrutement des parents s’est fait dans dix établissements de soins ambulatoires situés dans différentes régions urbaines et rurales des Pays-Bas et de Belgique. L’étude faisait partie d’une étude plus vaste en cours. L’orientation de l’ensemble des parents émanait de juges, de services d’aide à la jeunesse (en néerlandais : Bureau Jeugdzorg) ou d’un médecin, parce que la gravité des conflits entre les parents compromettait sérieusement le bien-être des enfants. Après l’orientation, les parents ont rejoint volontairement l’intervention No Kids in the Middle (Van Lawick et Visser 2015).

Les parents étaient invités à un premier entretien clinique dès que les deux inscriptions séparées à l’intervention avaient été faites. Avec l’invitation écrite, les parents recevaient des informations sur le projet de recherche intitulé « Être parent au lendemain du divorce et No Kids in the Middle : une étude en cours auprès de familles divorcées ». Lors du premier entretien clinique, toutes les questions des parents sur la recherche recevaient une réponse et le formulaire de consentement était signé. L’équipe clinique en informait ensuite l’équipe de recherche, qui envoyait aux parents un courriel avec leur code personnel et un lien vers le questionnaire en ligne. Tous les questionnaires ont été programmés dans Qualtrics, un logiciel d’enquête en ligne. Il était demandé aux parents de remplir le questionnaire en ligne avant le deuxième entretien clinique, ou au moins avant le début de l’intervention.

Mesures

Dans l’étude 2, nous avons utilisé les mêmes mesures que dans l’étude 1 pour évaluer les informations démographiques, les mesures relatives à la famille et au divorce, les variables de contrôle, les conflits de coparentalité (Sweeper et Halford 2006) (α = 0,75), la désapprobation perçue du réseau (Lehmiller et Agnew 2007) (α = 0,62) et le pardon (McCullough 2013) (α = 0,91).

Analyses des données

Comme dans l’étude 1, des analyses descriptives ont été menées pour examiner les caractéristiques de la famille, du réseau social et du divorce, ainsi que les éventuelles différences selon le genre. Ensuite, pour vérifier que nous avions bien inclus un échantillon de divorces très conflictuels, nous avons mené un test t pour échantillons indépendants afin d’examiner si les parents en conflit intense de l’étude 2 présentaient davantage de conflits de coparentalité que les parents de l’étude 1. Troisièmement, nous avons examiné le même modèle de médiation que dans l’étude 1. Comme les données fournies par les deux partenaires d’un couple ne sont pas indépendantes, même s’il s’agit d’ex-partenaires, nous avons analysé les données de l’étude 2 par une modélisation linéaire hiérarchique (Raudenbush et Bryk 2002). Dans nos analyses, les données des deux ex-partenaires étaient emboîtées dans le couple, dans un modèle linéaire hiérarchique à deux niveaux. Comme aucun de nos effets n’était modéré par le sexe des personnes participantes et que l’échantillon comptait un couple lesbien, les dyades ont été traitées comme indistinguables (Kenny et al. 2006). Nous avons représenté les constantes par des effets aléatoires et les pentes par des effets fixes, comme il est recommandé pour les données de couples ou d’ex-couples (Kenny et al. 2002). Là encore, nous avons contrôlé la durée de la relation parentale, le genre, le niveau d’études et le temps écoulé depuis la séparation, pour écarter d’autres hypothèses et l’influence de variables confondantes.

Résultats

Quarante-six pour cent de notre échantillon était composé d’hommes : nous avons donc réussi à inclure plus d’hommes dans l’étude 2 que dans l’étude 1. Le niveau d’études allait de moyen (46 %, enseignement professionnel secondaire) à élevé (53 %, enseignement professionnel supérieur et université), et 1 % seulement avait un faible niveau d’études (enseignement professionnel court). En moyenne, les parents avaient été en relation avec leur ex-partenaire pendant 12,0 ans (ÉT = 6,3 ; étendue 0-26) et la séparation remontait à 4,6 ans (ÉT = 2,9 ; étendue 0-12). Les personnes participantes ont déclaré en moyenne six personnes (ÉT = 2,8) dans leur réseau social (étendue 0-10) : 31 % de leur propre famille, 1 % de la famille de l’autre parent, 34 % de leur propre entourage amical, 0 % de l’entourage amical de l’autre parent, 8 % de conseil psychologique, 7 % de professions juridiques, 6 % de nouvelles relations amoureuses, 12 % d’autres personnes non précisées, et 3 % ont déclaré n’avoir personne.

Pour explorer d’éventuelles différences selon le genre, nous avons mené des analyses multiniveaux, en contrôlant l’interdépendance entre ex-partenaires, pour comparer les variables de l’étude entre pères et mères. Les résultats indiquent que la désapprobation perçue du réseau social variait selon le genre, B = 0,11, t(58,59) = 2,19, p = 0,033, IC à 95 % = [0,022 ; 0,4967]. Les femmes rapportaient des niveaux de désapprobation perçue du réseau social plus élevés que les hommes (pour le détail, voir le tableau 3). Nous n’avons trouvé aucune différence selon le genre pour le pardon, B = −0,12, t(65,68) = −0,082, p = 0,413, IC à 95 % = [−0,412 ; 0,171]. Les conflits de coparentalité différaient significativement selon le genre dans le groupe de divorces très conflictuels, B = −0,26, t(57,34) = −2,55, p = 0,013, IC à 95 % = [−0,472 ; −0,057] : les hommes rapportaient des niveaux de conflit de coparentalité plus élevés que les femmes (pour plus d’informations, voir le tableau 3).

Par ailleurs, un test t pour échantillons indépendants a examiné les différences de groupe postulées pour les conflits de coparentalité. Comme attendu, l’échantillon de parents de l’étude 2 obtenait des scores de conflits de coparentalité significativement plus élevés (M = 3,34, ÉT = 0,72) que celui de l’étude 1 (M = 2,36, ÉT = 1,04), t(235) = 8,666, p < 0,001, d = 1,1297 (soit une grande taille d’effet). Notre stratégie de recrutement a donc bien permis d’inclure des parents pris dans des divorces très conflictuels.

Le schéma des corrélations d’ordre zéro de l’étude 2 (voir le tableau 3 pour plus de détails) reproduisait fidèlement celui de l’étude 1. Là encore, des niveaux plus élevés de désapprobation perçue du réseau social étaient significativement liés à davantage de conflits de coparentalité (r(110) = 0,262, p = 0,006) et à des niveaux plus faibles de pardon (r(110) = −0,301, p = 0,001). De même, des niveaux plus faibles de pardon étaient significativement liés à davantage de conflits de coparentalité (r(110) = −0,408, p < 0,001).

Pour vérifier si les évaluations des ex-partenaires étaient liées, nous avons examiné les corrélations intraclasse au sein des ex-couples. Au sein des 39 ex-couples, les réponses des partenaires sur la désapprobation perçue du réseau social étaient significativement corrélées, ICC = 0,328, z = 2,05, p = 0,020, de même que leurs réponses sur le conflit de coparentalité, ICC = 0,448, z = 2,80, p = 0,023, alors que leur pardon n’était pas lié, ICC = 0,062, z = 0,39, p = .348. Pour aucune des variables, nous n’avons trouvé de différence significative entre les personnes participant en ex-couple et celles participant seules.

Pour tester le lien postulé entre la polarisation perçue du réseau social et le conflit de coparentalité, nous avons mené des analyses de régression multiniveaux, en régressant le conflit de coparentalité sur la désapprobation perçue du réseau social. Comme postulé, la désapprobation perçue du réseau social était associée positivement au conflit de coparentalité, B = 0,18, t(107,909) = 2,14, p = .035. Pour tester si la désapprobation du réseau social était associée au pardon, nous avons régressé le pardon sur la désapprobation sociale. La désapprobation perçue du réseau social était associée négativement au pardon, B = −0,32, t(102,211) = −3,27, p < .001. Pour nous assurer que les résultats restaient valides au-delà du niveau d’études, du genre, de la durée de la relation et du temps écoulé depuis la séparation, nous avons mené toutes les analyses en contrôlant ces variables. Tous les résultats restaient significatifs, ce qui indique que la désapprobation perçue du réseau social expliquait de manière fiable une part de variance propre, au-delà de ces variables de contrôle, respectivement dans le conflit de coparentalité, B = 0,22, t(101,97) = 2,56, p = 0,012, et dans le pardon, B = −0,32, t(96,82) = −3,13, p = .002.

Nous avons ensuite évalué si le pardon servait de médiateur au lien entre la désapprobation du réseau social et le conflit de coparentalité. Pour tester la médiation, comme notre modèle ne comportait pas de pente aléatoire, nous avons utilisé la méthode de Monte-Carlo d’évaluation de la médiation (MCMAM : Selig et Preacher 2008). Cette méthode a servi à générer un IC à 95 % pour l’effet indirect, avec 20 000 rééchantillonnages. Une médiation significative est indiquée lorsque l’IC n’inclut pas zéro. Quant à l’effet de médiation, les analyses ont montré que le pardon servait de médiateur à l’effet de la désapprobation perçue du réseau social sur le conflit de coparentalité (effet indirect : IC à 95 % = [0,026 ; 0,177] ; effet direct : B = 0,11, p = 0,191). Pris ensemble, ces résultats suggèrent que, lorsque des parents pris dans un divorce très conflictuel perçoivent que leur réseau social désapprouve l’ex-partenaire, leur disposition à pardonner diminue, ce qui est lié à davantage de conflits de coparentalité.

Discussion

Les résultats de l’étude 1 ont été reproduits de manière constante dans l’étude 2. Chez les parents pris dans des divorces très conflictuels, nous avons trouvé une relation positive entre la désapprobation perçue du réseau social et le nombre de conflits de coparentalité. En outre, les résultats ont confirmé notre hypothèse selon laquelle le pardon entre ex-partenaires joue un rôle crucial dans l’explication de cette association. Les résultats appuient donc empiriquement, dans un groupe de parents en conflit intense, la relation indirecte entre la désapprobation perçue du réseau social et les conflits de coparentalité par l’intermédiaire de la tendance des parents à pardonner à l’autre parent. En adoptant une autre procédure de recrutement, nous avons réussi non seulement à inclure un échantillon de divorces très conflictuels, mais aussi à inclure davantage de pères que dans l’étude 1. De plus, tous les effets restaient significatifs lorsque nous avons écarté l’interdépendance statistique possible entre ex-partenaires au moyen d’analyses de régression multiniveaux. Ces trois aspects témoignent de la robustesse de nos résultats.

Les résultats de l’étude 2 ont aussi apporté plusieurs éclairages nouveaux. D’abord, ils ont montré que les ex-partenaires s’accordaient dans leur évaluation du conflit de coparentalité et de la désapprobation perçue du réseau social, mais pas sur le pardon. Ensuite, ils ont révélé des différences selon le genre dans la déclaration du conflit de coparentalité et de la désapprobation du réseau social, mais pas pour le pardon.

Les résultats sur les corrélations intraclasse pourraient s’expliquer par le fait que le conflit de coparentalité et la désapprobation perçue du réseau social se jouent entre les personnes, alors que le pardon est un processus intrapersonnel aux conséquences interpersonnelles. Plus précisément, pour pardonner à leur ex-partenaire, les personnes doivent chercher consciemment et activement à surmonter leurs pensées, leurs sentiments et leurs tendances comportementales négatifs envers la personne qui les a offensées, afin de retrouver une position plus positive, malgré les actes blessants de celle-ci (McCullough et al. 1998 ; Worthington 2001). Cette transformation doit se faire sur le plan intrapersonnel (Worthington 2001) avant de pouvoir se traduire en comportements envers la personne fautive (McCullough et al. 1998). Il se peut donc que les ex-partenaires des couples en divorce très conflictuel ne s’accordent pas sur le pardon. L’accord serait peut-être plus grand lorsque les parents ayant divorcé manifestent des comportements sur le plan interpersonnel, de sorte que l’ex-partenaire puisse prendre conscience d’un changement positif d’attitude à son égard (McCullough et al. 1998). Une caractéristique centrale du pardon interpersonnel est qu’il est orienté vers le rapprochement et traduit une volonté de renouer avec la personne fautive. Par exemple, McCullough (2008) soutient que la réconciliation peut être un indicateur comportemental du pardon interpersonnel. Les recherches futures qui examineront les manifestations interpersonnelles du pardon chez les couples très conflictuels pourraient être particulièrement prometteuses.

Le conflit de coparentalité se déroule le plus souvent en présence de l’ex-partenaire, et, même si les ex-partenaires ne s’accordent pas forcément sur la gravité ou l’intensité du conflit, l’accord existe sur le fait que des conflits ont lieu (Halford et Sweeper 2013). Comme les parents partagent la responsabilité et la prise en charge de leur(s) enfant(s) (McHale et al. 2012), une interaction entre les parents est nécessaire pour que le conflit de coparentalité se produise. Cette interaction, à son tour, peut faciliter une perception exacte du conflit. De même, on peut supposer que la désapprobation du réseau social est ressentie par les deux partenaires, en ce que leurs réseaux doivent se séparer une fois le divorce prononcé (Sprecher et Felmlee 2000). Nous reviendrons sur les différences de moyennes selon le genre dans la discussion générale.

Discussion générale

Les résultats des deux études présentées ici éclairent un mécanisme sous-jacent qui peut expliquer pourquoi, dans de nombreux couples divorcés, les conflits de coparentalité se maintiennent, voire s’aggravent. Les résultats ont montré que les parents qui perçoivent, après un divorce, davantage de désapprobation envers l’autre parent dans leur réseau social ont davantage de conflits de coparentalité. En outre, la disposition des parents à pardonner les transgressions de l’autre parent expliquait, en partie au moins, le lien entre la désapprobation perçue du réseau et les conflits de coparentalité. Signe de la robustesse de ces résultats, nous avons retrouvé la médiation postulée dans deux études, l’une auprès d’un échantillon de convenance de parents ayant divorcé, l’autre auprès de parents en divorce très conflictuel dont les enfants avaient fait l’objet d’une orientation clinique parce que la gravité des conflits parentaux compromettait sérieusement leur bien-être. Ces résultats rejoignent un nombre croissant de recherches qui montrent l’importance du réseau social élargi sur les processus relationnels entre (ex-)partenaires (Agnew 2014 ; Crowley et Faw 2014 ; Hogerbrugge et al. 2013).

Conformément à notre première hypothèse, nous avons constaté dans les deux études que les parents ayant divorcé qui percevaient davantage de désapprobation dans leur réseau social avaient davantage de conflits de coparentalité. Prolongeant des travaux antérieurs sur l’importance des influences du réseau social sur la qualité des relations en cours (Lehmiller et Ioerger 2014), la présente recherche a montré que la perception d’une attitude négative envers un ex-partenaire est liée à davantage de conflit parental. Nos résultats sont compatibles avec l’idée que les ex-partenaires mobilisent un soutien social et émotionnel pour justifier le divorce (Sprecher et Felmlee 2000), ce qui peut aider chaque ex-partenaire à renforcer son sentiment d’appartenance et à réduire son incertitude (Eaton et Sanders 2012). Malgré leur effet bénéfique sur l’adaptation individuelle après le divorce (Kramrei et al. 2007), nos résultats suggèrent que ces perceptions d’une approbation du divorce par le réseau social peuvent être perçues comme une désapprobation de l’autre parent par le réseau, et sont liées positivement aux conflits dans la relation de coparentalité. Nos études ne permettaient pas de tester ces processus, car elles étaient corrélationnelles et ne comportaient pas d’items portant sur les stratégies des ex-partenaires pour mobiliser du soutien (Crowley et Faw 2014). Au vu des implications importantes que de tels éclairages pourraient avoir pour les interventions, des recherches longitudinales sur ces stratégies et sur l’interaction entre l’approbation du divorce et la désapprobation de la relation de coparentalité seraient particulièrement prometteuses. Une autre piste de recherche pourrait être d’impliquer réellement les membres du réseau social, pour savoir d’abord si la désapprobation perçue par les parents correspond à la désapprobation reçue, ensuite si la désapprobation reçue est liée à la relation de coparentalité. Dans une revue, Haber et al. (2007) ont montré que le soutien social perçu est lié à la qualité de la relation, mais pas le soutien social reçu.

Conformément à la recherche antérieure, nos résultats appuient notre deuxième hypothèse, selon laquelle le niveau de pardon est lié positivement à la qualité de la relation de coparentalité chez les parents ayant divorcé (Bonach 2005 ; Bonach et Sales 2002 ; Reilly 2014 ; Rye et al. 2012). Ces résultats suggèrent que les parents qui se pardonnent plus volontiers les transgressions commises dans un passé lointain ou récent sont peut-être plus capables de faire passer le bien-être de leurs enfants en premier et de partager les responsabilités parentales dans le soutien mutuel et la coopération (Maccoby et al. 1990 ; Nunes-Costa et al. 2009). Soulignant les implications importantes de ces résultats pour les interventions, une étude préliminaire de Reilly (2014), menée auprès d’un petit échantillon de divorces très conflictuels (n = 32), a apporté de premiers éléments montrant qu’une intervention psychoéducative centrée sur le pardon (Worthington et Scherer 2004) peut favoriser le pardon et une coparentalité coopérative. D’autres recherches sont nécessaires pour examiner le rôle du pardon dans les programmes d’intervention destinés aux divorces très conflictuels.

Nous avons aussi confirmé le modèle de médiation postulé dans les deux études. Les résultats suggèrent que, si les parents perçoivent que leur entourage amical, les membres de leur famille et d’autres proches importants reprochent ses transgressions à l’ex-partenaire et en parlent négativement, il leur est plus difficile de pardonner à l’autre parent, ce qui semble être un mécanisme relationnel important pour expliquer le maintien et l’escalade des conflits entre parents après un divorce. Si nos études éclairent un mécanisme possible du lien entre la désapprobation perçue du réseau social et les conflits de coparentalité, d’autres mécanismes semblent possibles. Par exemple, les parents qui perçoivent davantage de désapprobation dans leur réseau pourraient l’interpréter comme un soutien émotionnel à leurs sentiments liés à d’anciens conflits conjugaux (Cabrera et al. 2009), ou comme un appui dans des litiges sur la garde des enfants (Sbarra et Emery 2008).

Contrairement à l’étude 1, nous avons trouvé dans l’étude 2 des différences selon le genre dans la déclaration du conflit de coparentalité et de la désapprobation du réseau social, mais pas pour le pardon. S’agissant de ces différences de moyennes selon le genre, nous pensons que celles qui concernent la désapprobation du réseau social demandent à être reproduites. De fait, nous n’avons pas trouvé de différence significative dans l’étude 1, alors que, dans l’étude 2, les mères rapportaient une désapprobation du réseau social plus forte que les pères. Si de futures études reproduisaient ce dernier résultat, cela pourrait indiquer que les mères sont plus sensibles que les pères aux jugements et aux évaluations d’autrui, compte tenu de leur plus grande attention aux autres et à la création de liens (Helgeson 1994). Quant au conflit de coparentalité, les pères rapportaient dans les deux études des niveaux plus élevés de conflit de coparentalité, de façon significative toutefois dans l’étude 2 seulement. D’autres études ont aussi constaté un conflit de coparentalité plus élevé chez les pères (Halford et Sweeper 2013), et beaucoup de pères font état de frustration et de conflits dans leur relation avec la mère de leur enfant (Martinson et Nightingale 2008). Cela tient peut-être au fait que les pères sont plus souvent le parent qui n’a pas la garde, mais cette hypothèse demanderait à être examinée par la recherche.

Points forts, limites et pistes pour la recherche future

Il importe de relever plusieurs points forts et une limite du présent travail. Une limite de la présente recherche est le caractère transversal des deux études. Néanmoins, le sens des associations proposées concorde avec des études longitudinales montrant que le pardon prédit la résolution des conflits (par exemple Fincham et al. 2007). D’autres sens de causalité, bien que plausibles, peuvent être proposés. Par exemple, DiDonato et al. (2015) ont manipulé expérimentalement le pardon de partenaires et constaté qu’il prédisait la manière dont les membres du réseau social percevaient la relation entre la personne qui pardonne et la personne fautive. Plus précisément, davantage de pardon était associé à une perception d’engagement, de satisfaction et de chaleur plus grande. Ces résultats soulignent non seulement la nécessité d’études expérimentales et prospectives supplémentaires sur les liens proposés, mais aussi la possibilité que le pardon parental, les conflits de coparentalité et la (dés)approbation perçue du réseau social se renforcent mutuellement dans un modèle circulaire.

Un point fort important est la robustesse des résultats, reproduits à la fois dans un échantillon de convenance de parents ayant divorcé, dont le recrutement s’est fait sur des forums en ligne, et dans un échantillon clinique de parents en divorce très conflictuel. Un deuxième point fort est la perspective relationnelle élargie adoptée dans cette recherche. Jusqu’ici, la recherche s’est surtout intéressée aux effets du soutien social et de l’approbation de la famille et de l’entourage amical sur l’adaptation individuelle des parents après un divorce (Kramrei et al. 2007), et à l’influence du réseau social sur la décision de divorcer (Hogerbrugge et al. 2013). Notre étude a montré que la (dés)approbation du réseau social affecte aussi la relation entre ex-partenaires après le divorce. C’est important, car de plus en plus de parents maintiennent une relation de coparentalité après un divorce, et le (non-)pardon a un impact particulier lorsque ces parents sont souvent en contact (Kluwer 2016). Troisièmement, dans l’échantillon clinique, nous avons pu inclure 46 % de pères, ce qui nous a permis d’examiner les différences selon le genre et d’écarter leur influence confondante dans les liens proposés. Bien que les caractéristiques et le comportement des pères soient associés au développement normal et pathologique des enfants, les pères sont sous-représentés dans la recherche sur la psychopathologie de l’enfant (Cassano et al. 2006), comme dans la recherche pédiatrique et dans le traitement thérapeutique de la santé mentale des enfants (Phares et al. 2005).