Ch. 2, Méthodologie de la recherche

La démarche est hypothético-déductive : les trois hypothèses sont formulées au chapitre 1 à partir du cadre théorique et conceptuel, leurs signes attendus sont fixés avant toute estimation, et le chapitre 2 les rappelle au § 2.1.6 avant de les soumettre aux données. Un résultat contraire à l'attente conduit au rejet, sans révision a posteriori.

Le champ de H1, 27 communes, n'est pas une lacune mais une propriété documentée des instruments : l'ETT est la seule source ouverte qui géolocalise la commune d'origine. Ces 27 communes concentrent 86,8 % des événements de violence recensés et, au dernier cycle d'évaluation, 36,9 % du stock national de personnes déplacées, soit 539.045 sur 1.461.036. Port-au-Prince n'explique pas cette couverture : une fois la capitale retirée, les 26 communes restantes captent encore 63,6 % des événements survenus dans le reste du pays.

Harmonisation : appariement par code Pcode et jamais par nom (22 lignes du 3W sur 23.370, soit 0,09 %, rattachées par table de correspondance validée), correction du code HT0616 en HT0622, fenêtres de violence antérieures aux rounds qu'elles expliquent (tableau A.2). Extraction en quatre vagues du 6 mai au 23 juillet 2026, puis gel du dossier brut : la date de clôture distingue un écart d'analyse d'une révision de source. La quasi-colinéarité entre violence politique et ciblage des civils (corrélation 0,967) est requalifiée : le ciblage est une sous-catégorie de la violence politique dans la nomenclature ACLED, la seconde mesure n'est qu'un contrôle de construction.

Le modèle principal s'impose par les propriétés de la variable : flux nul pour 90,2 % de l'échantillon d'estimation, rapport variance sur moyenne de 12.795. Une régression linéaire prédirait des flux négatifs, un logarithme exclurait les zéros. Le pseudo-maximum de vraisemblance de Poisson n'exige que la bonne spécification de l'espérance conditionnelle, écarts-types robustes groupés par commune. L'identification repose sur la variation intracommunale : huit communes seulement cumulent violence enregistrée et flux documenté, ce qui motive l'élargissement spatial de la mesure.

• Cinq diagnostics, chacun contre une menace nommée (tableau A.4) : surdispersion (12.795), colinéarité des deux termes de violence écartée (corrélation −0,327, VIF 1,12), indices de Moran par permutation sans autocorrélation résiduelle détectable, autocorrélation temporelle prise en charge par le groupement, test de Ramsey dont la seule variante qui rejette porte sur les effets fixes et non sur la forme des variables (élasticité déplacée de 2,27 à 2,13 par le contre-test quadratique).
• Trois diagnostics écartés et dits : normalité des résidus sans objet, hétéroscédasticité neutralisée par les écarts-types robustes, test de Hausman écarté par justification théorique, l'enclavement et l'implantation des groupes armés étant corrélés à la violence.
• Six spécifications pour H1 : principale, sans effets fixes temporels, violence retardée d'un mois, hors Port-au-Prince, hors aire métropolitaine (celle qui porte la conclusion du débordement), épisodes à origine unique. Quatre conventions de groupement des écarts-types, sans effet sur la significativité du coefficient de voisinage.
• Double implémentation R et Python : les six spécifications de H1 concordent à la troisième décimale. La confrontation a révélé quatre défauts de chaîne, corrigés les 2 et 3 août 2026 sans qu'aucune conclusion ne change.
• Éthique : aucune donnée personnelle, agrégation communale à la source, consentement hérité des dispositifs humanitaires invérifiable et assumé comme tel, fichiers bruts non redistribuables, chaîne scriptée et graines fixées pour la traçabilité.

Double statut du terme spatial (§ 2.7.1). Le retard spatial opérationnalise l'hypothèse du débordement et compense en même temps la perte d'information du géocodage d'ACLED, qui ne renseigne la violence locale que pour 40 communes et la porte à 110 par contiguïté. Le coefficient de voisinage du modèle d'ensemble mêle donc débordement réel et artefacts de mesure : d'où la lecture sur la spécification hors aire métropolitaine.

Champ restreint du modèle de flux (§ 2.7.2). Imputer un flux nul aux communes non documentées puis estimer sur le panel national redonne exactement les coefficients du panel restreint : la vraisemblance de Poisson élimine d'elle-même les groupes identiquement nuls. La couverture suit d'abord la contrainte d'accès : un logit associe à la sévérité un coefficient de 1,907 (p = 2,0 × 10⁻⁸) quand la violence n'y prédit rien, la probabilité d'être documentée comme origine passant de 2,7 % en accès ouvert à 73 % au niveau 2. Les résultats de H1 ne sont pas généralisables au-delà des 27 communes, et le mémoire s'interdit toute extrapolation.