UNE HIERARCHIE DES RELIGIONS BASEE
SUR LE CHOIX DU CONJOINT

H. V. Muhsam

Université de Montréal, Montréal Québec, Canada
et

Université Hébraïque de Jérusalem, Jérusalem, Israel

*Abstract*—This study illustrates with the help of an example, the importance of structures which reveal themselves sometimes in empirical data.

*Résumé*—Dans le cas présent, notre principal objectif consiste à illustrer à l'aide d'un exemple l'importance des structures qui se révèlent parfois dans les données empiriques, tandis que dans les textes de méthodologie l'accent est placé le plus souvent sur les tests qui permettent de rejeter une hypothèse nulle.

La présente note n'est rien qu'un exercice de méthodologie et de logique. Elle ne pré-
tend pas faire une contribution de substance à la description de la société canadienne.
Toutefois, le lecteur qui sera incliné à accepter les hypothèses sur lesquelles se basent nos
déductions, qui voudra bien suivre nos arguments et qui se convaincra de la validité de nos
conclusions sera certainement amené à interpréter les résultats de ce travail d'une façon
bien concrète et d'en tirer une leçon sur tel ou autre aspect de la structure et la stratifica-
tion qui se présentent dans la société canadienne de nos jours. Voilà, du reste, la
prérogative de tout lecteur, quelles que soient les intentions de l'auteur. Dans le cas présent,
notre principal objectif consiste à illustrer à l'aide d'un exemple l'importance des structures
qui se révèlent parfois dans les données empiriques, tandis que dans les textes de
méthodologie l'accent est placé le plus souvent sur les tests qui permettent de rejeter une
hypothèse nulle.

Nos arguments se basent, en effet, sur deux hypothèses qui ne sont certainement pas de
validité universelle mais qui se vérifient dans un grand nombre d'observations:

Si le choix du conjoint n'est pas du type homogame, il est en général biaisé, c'est-à-dire
une déviation donnée au choix de la direction homogame est plus fréquente dans un sens
que dans l'autre. Ce phénomène est bien connu du domaine de l'âge du conjoint: l'époux
choisit plus souvent une épouse plus jeune qu'une épouse plus âgée que lui-même ou, si l'on
préfère, il est plus fréquent qu'un époux choisit une épouse plus jeune que lui qu'une
épouse choisit un époux plus jeune qu'elle. Une observation semblable est très souvent faite
dans le domaine de l'éducation: l'époux préfère en général une épouse moins éduquée et
vice versa. Il sera bien de répéter à ce point que nous ne prétendons pas avoir énoncé une
règle générale ou une loi sociologique: ce n'est qu'une hypothèse que nous venons de for-
muler d'une façon générale pour en déduire des conclusions qui s'appliquent au cas par-
ticulier qui nous intéresse. Nous nous bornerons ici à indiquer à quelles structures statisti-
ques il faut s'attendre si l'hypothèse est correcte. Dans la suite, nous serons menés à faire
l'hypothèse subsidiaire, à savoir que ces structures statistiques ne se présentent que dans
le cas que notre première hypothèse est remplie.

Quelles sont donc ces structures statistiques? Présentons les pour le cas de l'âge du mari et de la femme. Considérons les couples de la même combinaison d'âges, disons 20 et 25 ans. Si, en effet, l'hypothèse est correcte, c'est-à-dire que les hommes ont une plus forte tendance que les femmes de choisir un conjoint plus jeune qu'eux-même, et que les femmes font preuve de la préférence contraire, nous trouverons évidemment que le nombre de
couples où le mari a 25 et la femme en a 20 est plus grand que le nombre de couples où le mari a 20 et la femme 25.

La deuxième hypothèse se rapporte à la transitivité des préférences dans le domaine du choix du conjoint. En nous servant de nouveau de l'exemple des préférences en ce qui concerne l'âge du conjoint, la deuxième hypothèse stipule que si une combinaison d'âges (xy) est préférée à une combinaison (yx), c'est-à-dire qu'il y a plus de couples P(xy) où le mari a l'âge x et la femme l'âge y que de couples aux âges inverses P(yx) où le mari a l'âge y et la femme l'âge x, ou, en d'autres termes P(xy) est plus grand que P(yx) et en même temps P(yz) est plus grand que P(zy), il en résulte nécessairement que P(xz) est plus grand que P(zx). Dans le cas des âges ceci provient de deux faits: 1° empiriquement, pour tous les âges, P(ab) est plus grand que P(ba) si a est plus grand que b et 2° si x est plus grand que y et y est plus grand que z, il en suit que x est plus grand que z. Donc, dans le cas d'un attribut cardinal, comme l'est l'âge, la transitivité n'est pas une hypothèse additionelle: elle découle forcément de la première hypothèse. Mais si l'attribut qui sert de critère au choix du conjoint n'est pas cardinal, la transitivité n'est pas triviale. Ceci nous mène à formuler une hypothèse subsidiaire à notre deuxième hypothèse: si les préférences dans le choix du conjoint sont transitifs, l'attribut qui sert de critère au choix du conjoint est au moins ordinal, c'est-à-dire que les différentes modalités de l'attribut en question peuvent être ordonnées et forment une hiérarchie. Cette hypothèse subsidiaire demande une justification.

En effet, la qualité d'un attribut d'être "ordinal" est définie par le fait de la transitivité de l'ordre qui se présente dans toutes les comparaisons qui peuvent se faire entre les couples de modalités. Cette définition se base sur les comparaisons entre les modalites mêmes. Cependant, les modalités qui nous interessent ici, les religions, ne présentent pas de couples ordonnés par leur nature même, mais seulement en vue des fréquences relatives de certains choix du conjoint (comme nous verrons dans la suite). D'autre part, la façon de laquelle l'ordre entre deux modalités est établi n'entre pas dans la définition de cet ordre—donc, nous pouvons considérer l'hypothèse subsidiaire prouvée. Il ne faut, toutefois, pas oublier que l'hiérarchie que nous décèlerons de cette façon n'est pas une hiérarchie intrinsèque de l'attribut en question, mais plutôt une hiérarchie relative au critère suivant lequel l'ordre est établi: dans notre cas, le choix du conjoint.

Résumons donc l'argument: si les données empiriques sur le choix du conjoint suivant n'importe quel attribut montrent que certaines combinaisons (xy) des modalités sont plus fréquentes que les combinaisons inverses (yx) et que ces comparaisons sont transitives dans le sens que si P(xy) est plus grand que P(yx) et P(yz) est plus grand que P(zy), on observe aussi P(xz) est plus grand que P(zx) et ceci est vrai pour tous les triplets possibles de modalités, alors on peut dire que les modalités de cet attribut forment une hiérarchie—par rapport au choix du conjoint—dans laquelle, dans notre exemple, les trois attributs xyz se présentent dans l'ordre alphabétique.

Finalement, avant de présenter les données empiriques, il est utile de faire remarquer que le fait de l'existence d'un ordre hiérarchique n'indique rien sur la flèche de cet ordre: où en sont le haut et le bas, dans le sens de la stratification sociale. Il se peut même que la situation ressemble à celle qui se présente pour les âges: quoiqu'il y ait un ordre voire cardinal parmi les âges, les meilleurs âges, du point de vue de marché matrimonial, ne se situent ni au bas ni au haut de l'échelle mais plutôt quelque part au milieu.

Et voilà ce que les données sur les mariages au Canada montrent: pour toutes les religions d'une certaine importance (que nous avons définie en général par un nombre de personnes qui se marient dans une année supérieur à environ 3000), les mariages de religion mixte sont en général de fréquence bien différente selon la combinaison des religions des épouses, c'est-à-dire le nombre de mariages où l'époux appartient à une certaine religion et
l'épouse à une autre diffère nettement du nombre de mariages où l'époux appartient à cette autre religion et l'épouse à la "certaine" religion. Par exemple, en 1970, il y avait 1407 couples dans lequel l'époux était Presbytérien et l'épouse appartenait à l'église unie du Canada tandis qu'il y avait 1233 couples dans lesquels l'époux appartenait à l'église unie du Canada et l'épouse était Presbytérienne. Les chiffres correspondants pour l'année 1969 étaient 1407 et 1248 respectivement.

Il y a lieu d'insister de prime abord sur l'observation que les relations entre les fréquences de mariages "mixtes" de composition inverse sont le plus souvent identiques pour les deux années 1969 et 1970 qui ont été étudiées. Entre les 10 religions qui furent incluses dans l'étude, il existe en théorie $\frac{10 \cdot 9}{2} = 45$ relations de cette espèce. Mais pour quelques unes des combinaisons possibles, le nombre de mariages mixtes est très faible, voire nul, de sorte que la relation ne peut pas être établie. Donc, parmi ces 45 comparaisons possibles, 37 pouvaient être empiriquement établies pour, au moins, une des deux années en question. Parmi ces 37 comparaisons, 29 étaient identiques dans les deux années, 6 ne pouvaient être observées que pour l'une ou l'autre de ces deux années et 2 se présentaient en sens inverse.

Ces résultats sont présentés sous forme de sociogramme dans le graphique (page 127). Les religions incluses dans l'étude y sont représentées par les chiffres de 1 à 10 qui se rapportent aux différentes religions (dans les termes des "Statistiques de l'Etat Civil", Bureau Fédéral de la Statistique, 1969 et 1970) comme suit:

1. Eglise orientale orthodoxe

2. Juif

3. Luthérien

4. Baptiste

5. Mennonite

6. Presbytérien

7. Anglican

8. Eglise unie du Canada

9. Eglise catholique grecque

10. Catholique romain

Dans le sociogramme, une flèche dirigée d'une religion x à une religion y indique que le nombre de mariages entre époux de religion x et épouse de religion y est plus grand que le nombre de mariages entre époux de religion y et épouse de religion x. En suivant notre définition, basée sur le modèle des âges, nous designerons la position occupée par la religion x "supérieure" à celle occupée par la religion y, dans l'hiérarchie définie à l'aide du choix du conjoint, mais sans y attacher un jugement de valeur, ou autre signification.

Les flèches en trait plein indiquent les sélections qui étaient identiques dans les deux années. Les 6 flèches en trait pointillé se rapportent aux relations qui ne furent observées que dans une des années: dans l'autre année le nombre de mariages en question était trop faible ou la différence entre le nombre de mariages des deux types à comparer trop petite (moins que 3-4 mariages—notez que la plupart des relations "non-observées" furent rejetées parce que la différence entre les chiffres à comparer était trop petite). Finalement, les deux lignes pointillées sans flèche joignant l'une les religions (4) et (6) et l'autre les religions (6) et (7) indiquent les cas où l'ordre entre les religions en question se présentait en sens inverse dans les deux années. Suivant un simple test binomial, deux "erreurs" contre 29 cas positifs nous permet de rejeter (P moins que 0.01) l'hypothèse que la correspondance entre les deux années est due au hasard. Voilà donc la première hypothèse qui est une condition nécessaire de l'existence d'une hiérarchie entre les religions qui est remplie.

La deuxième hypothèse est la transitivité de l'ordre. Elle est remplie pour toutes sauf
une des 37 relations observées. Le sociogramme montre ce fait très clairement. Comme les religions ont été numérotées (a posteriori) suivant l'ordre hiérarchique et placées dans cet ordre du haut en bas et de gauche à droite dans le diagramme, la transitivité de l'ordre s'exprime par le fait que toutes les flèches sont dirigées du haut en bas et dans le cas d'une flèche horizontale—de gauche à droite.

La seule exception est la flèche qui joint le 9 (Eglise catholique grecque) au 6 (Presbytérien). Remarquons que cette relation ne fut observée que dans une des années. En effet, en 1969, il y avait 21 hommes catholiques grecs (9) qui se sont mariés avec des femmes presbytériennes (6) et 13 hommes presbytériens (6) qui se sont mariés avec des femmes catholiques grecques (9). La différence est donc considérable quoique les nombres soient plutôt petits. En 1970 les chiffres correspondants étaient 23 et 25 respectivement, donc en sens inverse mais trop peu différents pour être considérés comme significatifs.

La présence de cette unique exception à un parfait ordre hiérarchique ne nous permet certainement pas de nier qu'un tel ordre existe en fait. Et voilà ce que nous nous proposions de montrer. Il nous reste seulement à répéter qu'il n'était pas notre intention d'offrir une interprétation en termes de stratification de cet ordre hiérarchique, ni même d'y attacher quelqu'autre signification sociologique. D'autre part, il nous paraît que ce travail est à faire. Le premier pas dans cette direction consisterait, certainement, à étudier la stabilité historique de l'hiérarchie telle qu'elle se présente dans les statistiques récentes. Est-ce que le même ordre se reproduit tous les ans ou subit-il plutôt des modifications plus ou moins graduelles et régulières? Ensuite, il faudra essayer de déceler les forces sociales qui déterminent, dans tous les cas particuliers, la raison pour laquelle les deux types de mariages mixtes entre deux religions sont de fréquence différente. Il est très probable que ces forces diffèrent pour les différentes combinaisons de religions, mais la transitivité de l'ordre semble indiquer le contraire. Enfin, si la nature de ces forces sociales était connue, elle permettrait de donner une interprétation à l'ordre hiérarchique des religions que nous avons présenté ici.
<figure><img src="image_1.png" /><figcaption>FIGURE. SOCIOGRAMME DES RELIGIONS AU CANADA. POUR LA LÉGENDE ET LA DISCUSSION—VOIR LE TEXTE.</figcaption></figure>

Received September, 1974, Revised December, 1974.