Faut-il opposer l’immobilisme de la morale catholique au dynamisme des contraintes socio-économiques, l’enjeu étant de savoir à quel moment ces dernières sont assez fortes pour l’emporter ? Ce serait oublier que le catholicisme a aussi sa dynamique propre : la seule existence d’un interdit doctrinal ne signifie pas pour autant que les couples y souscrivent sans réserve ; le contexte institutionnel est déterminant pour imposer le respect de la norme, et ce contexte fluctue et s’adapte historiquement. Au niveau de l’institution ecclésiale elle-même, Martine Sevegrand a souligné que l’affirmation de la morale sexuelle n’avait pas toujours été un souci pastoral de premier plan, et qu’au xix^e siècle l’Église catholique hésitait à enseigner et à imposer sa condamnation des pratiques anticonceptionnelles (Sevegrand, 1995, 21-40). Au niveau des liens entre Église et société civile, Lesthaeghe et Wilson ont mis en évidence la réaction de l’Église catholique face à la modernité, optant au xix^e siècle pour une stratégie de reconquête des masses par le biais d’un renouveau de la dévotion et d’une présence accrue dans les institutions. Une telle stratégie contribue à maintenir son influence et favorise le respect des préceptes en matière de contraception. Frans van Poppel a montré le succès de cette stratégie aux Pays-Bas, où la fécondité plus élevée des catholiques est attestée. Jouant sur la sensibilité identitaire des catholiques comme groupe minoritaire et sur les possibilités offertes par le système politique néerlandais, l’Église catholique a maintenu un contrôle étroit de ses membres par une forte présence du clergé dans tous les domaines de la vie sociale (van Poppel, 1985, 347-373).

Dans le sillage de ces analyses institutionnelles, le canton de Fribourg fournit un exemple intéressant. Selon les chiffres établis par le groupe de Princeton, Fribourg est en effet l’avant-dernier des 22 cantons suisses à adopter la baisse de la fécondité (Coale et Watkins, 1986). Or, la période de la transition démographique coïncide avec le maintien durant plus de trente ans d’un gouvernement conservateur et autoritaire – connu sous le nom de « République chrétienne » –, qui s’appuie sur l’Église catholique, son clergé, sa presse et ses associations, pour assurer l’encadrement étroit des populations et défendre son pouvoir face à ses opposants politiques [2].

À Fribourg, l’Église ne maintient pas seulement son influence en occupant des positions concédées par l’État, à l’exemple des Pays-Bas. Tout en s’appuyant sur le système politique, elle est aussi sollicitée et instrumentalisée par ce même système. La République chrétienne adopte ainsi diverses politiques dont l’esprit s’inscrit parfaitement dans l’idéologie catholique. Il convient de rappeler que le système fédéraliste suisse concède aux gouvernements cantonaux une très large autonomie, encore plus effective à l’époque. Parmi ces politiques conservatrices, nous retiendrons deux exemples : la répression du débat public sur le contrôle des naissances et la politique scolaire. Non seulement ces politiques favorisent le maintien de l’influence de l’Église, mais elles contribuent par elles-mêmes à retarder la généralisation du contrôle de la fécondité.

Pour les mariages conclus entre 1860 et 1930, nous avons effectué une reconstitution des familles sur la base des registres paroissiaux et d’état civil (qui existent en Suisse depuis 1876). Au-delà de cette source uniforme pour tous les villages, les données ont été complétées à l’aide de différents apports (registres de population, registres de bourgeois, recensements ponctuels), selon les aléas des systèmes cantonaux ou l’état des archives locales. Cette opération visait surtout à retrouver des dates de sortie d’observation pour une partie des familles. Les dimensions finales de l’échantillon varient bien sûr en fonction de la méthode de traitement choisie et des critères de sélection qu’elle implique. Sur un total de 6 207 naissances légitimes, seules 3 501 (soit 56 %) sont utilisables pour une analyse classique de la fécondité selon la méthode de Louis Henry. Si l’on élargit l’échantillon des familles complètes aux familles dites « achevées » [3] l’on dispose de 4 726 naissances utilisables (76 %). Enfin, la méthode d’event history analysis, moins sévère dans ses critères, permet de conserver 86 % de l’échantillon, soit 5 381 naissances pour 1 848 femmes mariées fécondes sous observation.

Au-delà des données démographiques, le corpus comprend également des indications sur le parcours de formation des enfants, sur lesquelles nous reviendrons. Enfin, il est complété par des données qualitatives, relatives aux différentes politiques mises en place par les cantons respectifs, sur des sujets qui touchent aux problématiques de population, de contrôle des naissances, de scolarisation. Avant d’aborder l’analyse de ces politiques et de leur impact sur la fécondité, il convient de fournir quelques indications chiffrées sur le retard fribourgeois dans l’adoption du contrôle des naissances.

Tab.1
Évolution de la fécondité légitime selon l’indice de Coale (Ig)

Francine van de Walle fournit deux indicateurs pour mesurer les écarts entre cantons dans le processus de recul de la fécondité maritale (van de Walle, 1977). Le premier indique à quel moment le canton enregistre une baisse de 10 % de l’indice (Ig), ce qui marque le début d’un déclin continu et irréversible : c’est en 1899 pour Vaud et en 1910 pour Fribourg. Mais cette baisse intervient sur des niveaux de fécondité très différents, et tel est le sens du second indicateur, mesurant le moment où la fécondité cantonale atteint l’indice de 0,600, posé comme limite entre la haute et la basse fécondité. Le canton de Vaud atteint cette valeur en 1899, mais s’en rapproche déjà durant toute la seconde moitié du xix^e siècle. À Fribourg, l’indice de 0,600 ne sera atteint qu’en 1932.

Comme l’ont souligné les conclusions des chercheurs de Princeton, ces moyennes cantonales amalgament des sous-populations dont la fécondité diffère passablement dans le niveau et le rythme de la baisse. Il suffit de penser, pour le canton de Vaud, aux villes industrielles de Lausanne et Vevey – qui n’ont aucun équivalent à Fribourg –, en regard des villages paysans de l’arrière-pays. Des données au niveau local permettent donc de mieux observer l’impact de la religion, surtout si les villages sont choisis en fonction d’évolutions économiques similaires. Nous avons réparti les données de notre échantillon en deux sous-populations (protestants et catholiques) et quatre périodes, soit quatre cohortes de mariages [4]. Pour les deux premières (1860-1878 et 1879-1898), l’exploitation agricole familiale est la source de revenu principale de la majorité des habitants, et ceux-ci sont confrontés aux effets de la crise agricole dès la fin des années 1870. Après 1898, l’arrivée de l’industrie alimentaire déplace une partie de la main-d’œuvre vers la fabrique et les services dans deux villages, tout en fournissant à l’agriculture et à l’élevage de nouveaux débouchés commerciaux.

L’observation des taux de fécondité légitime fournit une première indication du retard catholique. Dans nos villages, toutes périodes confondues, la différence entre les taux catholiques et protestants reste relativement minime, mais l’observation selon les périodes permet de mettre en évidence les décalages dans le processus de la baisse (Tableau 2). Les protestants, dont le niveau de fécondité est déjà plus bas en 1860, entament une baisse plus marquée dans la seconde période (1879-1898), alors même que la fécondité des catholiques augmente ; l’écart se creuse alors entre les deux groupes. Selon le modèle de Lesthaeghe, on pourrait dire que les protestants, en l’absence de contraintes morales, réagissent rapidement à la crise agricole de la fin du xix^e et adaptent leur fécondité. Du côté catholique, le déclenchement de la baisse coïncide avec le début du xx^e siècle (1899-1914), et la fécondité catholique s’aligne quasiment sur les taux protestants lors de la période 1915-1930.

Tab.2
Taux de fécondité légitime selon la religion (familles complètes et achevées)

L’observation des intervalles intergénésiques selon l’event history analysis précise l’influence du facteur religieux au cours des quatre périodes définies ci-dessus. En appliquant une régression statistique multivariée (régression de Cox), cette méthode permet de mesurer l’impact d’une variable explicative comme la religion sur la fécondité, « toutes choses égales par ailleurs », c’est-à-dire en contrôlant l’influence d’autres variables. En plus de l’affiliation religieuse, nous avons introduit dans notre modèle des variables biologiques (âge de la mère à la naissance) et socio-économiques (profession du chef de famille, lieu de naissance de la mère).

Pour rappel, l’event history analysis cherche à identifier les facteurs qui augmentent ou diminuent la probabilité d’une naissance dans un délai plus ou moins court. Plutôt que le niveau de fécondité, elle permet de déceler l’adoption d’une contraception d’arrêt (Alter, 1988, 175 ; Neven, 2000, 527-528). Lorsque les couples réduisent le nombre de leurs enfants et regroupent les naissances en début d’union, le dernier intervalle mesuré, soit celui qui sépare la dernière naissance de la fin de l’observation, a tendance à s’allonger. L’allongement de cet intervalle dit « ouvert » se répercute sur la moyenne des intervalles calculée pour chaque mère et diminue la probabilité d’une naissance dans un intervalle plus bref, ce qu’indiquent les valeurs inférieures à 1 dans le tableau (Tableau 3) ; par contre, les familles à forte fécondité ont un nombre plus élevé d’intervalles relativement courts, et donc une chance supérieure d’enregistrer une naissance dans un délai plus rapproché, ce qui se traduit par des valeurs supérieures à 1.

Tab.3
Modèle d’analyse multivariée sur les intervalles intergénésiques

Toutes périodes confondues, la variable « religion catholique » augmente de 14 % les risques d’une naissance dans un intervalle plus court, par rapport au groupe de référence des mères protestantes. Si l’on applique le même modèle séparément sur chacune des quatre périodes (Tableau 3), le résultat confirme celui des taux de fécondité : c’est surtout dans la deuxième période (1879-1898) que la fécondité des catholiques et des protestantes diffère : les mères catholiques ont alors 20 % de risques supplémentaires de connaître une naissance dans un intervalle plus court. L’écart se réduit ensuite et tombe à 10 % pour la dernière période, un résultat qui n’est même plus statistiquement significatif. Pour les deux dernières périodes, les variables socio-économiques (profession du père) s’avèrent par contre plus décisives. En 1915-1930, les risques d’une naissance dans un intervalle plus court diminuent de 27 % pour les familles d’ouvriers, de 26 % pour celles des commerçants-artisans-fonctionnaires, et de 31 % pour celles dont le père exerce une profession qualifiée, ces chiffres étant calculés par rapport au groupe de référence des familles paysannes. De manière attendue, la transition creuse les différentiels socioprofessionnels. Elle est bien un processus social et, notamment, la position des ouvriers de fabrique établit le lien avec l’industrialisation.

Un autre indicateur de l’adoption d’une contraception d’arrêt pour l’ensemble de l’échantillon est fourni par les résultats obtenus en fonction de l’âge de la mère à la naissance. Ainsi, d’une période à l’autre, la probabilité d’une naissance dans un intervalle plus court diminue progressivement pour les femmes plus âgées, par rapport au groupe de référence des femmes de 25-29 ans. Ces risques augmentent par contre pour les femmes plus jeunes (20-24 ans) au début de la généralisation du contrôle des naissances (période 1899-1914), un phénomène mis en évidence dans plusieurs recherches (Perrenoud, 1988, 10).

Démontrer l’effet de ces politiques sur les comportements familiaux en matière de fécondité pose des problèmes de méthode. Est-il possible d’opérationaliser leur impact en montrant qu’elles impliquent pour les familles des coûts qui peuvent intervenir dans les processus de décision ? Est-il possible de quantifier ces coûts ? Dans les deux exemples choisis, il faut bien avouer que nous proposons des démonstrations très inégales de ce point de vue.

La répression de la propagande malthusienne augmente les coûts moraux et les coûts d’information liés à la contraception ; l’une des conditions énoncées par Ansley Coale n’est ainsi pas remplie, à savoir des moyens accessibles et « moralement acceptables ». Mais il est bien difficile de quantifier ces coûts et de les rapporter à des données individualisées. La démonstration impliquerait d’abord une étude approfondie des écrits sur la question du contrôle des naissances et sur leur diffusion, encore lacunaire pour la Suisse romande. Ensuite, il faudrait pouvoir relier les discours aux témoignages des contemporains qui les ont intégrés ou non dans leur pratique (Gauvreau et Gossage, 2000, 375-395). Pour la politique scolaire par contre, les données de notre échantillon permettent d’aller plus loin dans la démonstration. Nous pourrons montrer l’impact comparé des politiques scolaires des deux cantons sur les coûts des enfants dans les villages étudiés, et tester les hypothèses de John Caldwell sur le lien entre scolarisation et transition de fécondité (Caldwell, 1980, 225-255).

Si l’on en croit les chiffres établis par Francine van de Walle (Tableau 1), la fécondité vaudoise reste supérieure à 0,600 (Ig) durant la seconde moitié du xix^e siècle, mais entame une baisse marquée à partir de 1900. Certaines régions ont déjà anticipé cette baisse, ainsi que notre échantillon l’indique pour le village de Chavornay/VD.

L’hypothèse de l’effet d’un débat public sur la généralisation de la contraception peut-elle se vérifier dans le cas vaudois ? Il est vrai qu’au tournant du xx^e siècle, la question du contrôle des naissances est largement débattue dans la Suisse romande protestante, où des groupements de diverses tendances s’expriment librement (Gaillard et Mahaim, 1983 ; Ulm, 1986 ; Fussinger et Ostorero, 1998). Les arguments néo-malthusiens sont surtout discutés dans la presse de gauche, mais aussi dans la presse bourgeoise, et des journaux de diverses orientations acceptent l’insertion d’annonces pour des produits anticonceptionnels. Des médecins apportent leur caution, et le psychiatre vaudois Auguste Forel se taille un joli succès de librairie avec un ouvrage paru en 1906 et prudemment intitulé La Question sexuelle exposée aux adultes cultivés. Si nous manquons d’indications pour la fin du xix^e siècle, il est en tous cas attesté qu’au début du xx^e cette « question sexuelle » est débattue publiquement par des personnes défendant des positions diverses, non seulement à propos du contrôle des naissances, mais aussi de l’avortement, de la préparation au mariage et de la lutte contre les maladies vénériennes (Malherbe, 2002). Au nom de la salubrité publique émerge un discours « respectable » sur la sexualité, qui contribue à éroder les tabous et l’ignorance sur le fonctionnement des organes sexuels en général. Le succès des conférences néo-malthusiennes et d’un ouvrage comme celui du Dr Forel démontrent que cette information répond à une réel intérêt.

Certes, les autorités ne regardent pas forcément d’un bon œil les conférences et les écrits néo-malthusiens, susceptibles à leurs yeux de mettre en péril le mariage en favorisant les relations extra-conjugales, et surtout d’entraîner dans la débauche des catégories sociales qui ne sont justement « ni adultes, ni cultivées », à savoir la jeunesse et les classes populaires, ce qui est considéré comme un dangereux facteur de désordre social [6]. Mais ces autorités, notamment dans le canton de Vaud, hésitent à prononcer des interdictions, car on pourrait les accuser de bafouer la liberté d’expression et d’association. Ce n’est qu’au lendemain de la Première Guerre mondiale, au nom d’arguments patriotiques et populationnistes, que le combat contre la diffusion de l’information et des moyens contraceptifs sera engagé de manière plus résolue et plus structurée (Jost, 1992, 96-123 ; Ulm, 1986, 15-21).

Le tabou étant brisé dans le canton de Vaud, va-t-il l’être aussi à Fribourg, grâce au développement des moyens de diffusion de l’écrit et à l’émergence de mouvements politiques comme l’Union ouvrière fribourgeoise, liés à la gauche suisse romande proche des néo-malthusiens ? C’est compter sans la politique des autorités fribourgeoises, qui s’appliquent à entraver sévèrement toute diffusion d’écrits et d’idées et à maintenir durant près de vingt ans un silence absolu sur la question du contrôle des naissances dans le débat public. Quelques points forts ressortent dans cette stratégie du silence.

Dès la fin des années 1890, le Conseil d’État fribourgeois est très actif dans la répression de la propagande néo-malthusienne. L’utilisation de mesures administratives est préférée aux mesures pénales, susceptibles de recours et donc de débat public. Les préfets de districts sont invités à visiter fréquemment les kiosques et librairies, à saisir telle ou telle publication ; le Conseil d’État se renseigne régulièrement sur les dernières parutions grâce à une correspondance avec le Bureau international pour la littérature immorale, basé à Genève. Mais de toute cette activité, dont la correspondance et les rapports sont conservés aux Archives de l’État de Fribourg [7], il n’existe aucune trace dans les comptes rendus de l’administration du Conseil d’État, une publication annuelle destinée à renseigner le parlement et la presse sur l’action des autorités.

La volonté d’éviter un débat public est également sensible dans la gestion d’autres affaires. Ainsi, la vente des produits anticonceptionnels en pharmacie, signalée par la police en 1905, ne sera pas combattue par une modification du Code pénal stipulant clairement l’interdiction d’une telle vente, ce qui nécessiterait un débat au parlement cantonal. Les autorités préfèrent modifier la loi sur la police de santé par un simple arrêté. Aux « remèdes secrets », dont la vente est soumise à autorisation, le Conseil d’État ajoute les « spécialités médicales ». Parmi les circonstances justifiant un refus d’autorisation, le texte de l’arrêté adjoint deux cas supplémentaires, formulés de manière tout aussi vague : lorsque le produit « peut donner lieu à des abus », et « lorsqu’il n’y a aucune nécessité » de l’introduire [8].

On soulignera enfin que La Liberté, le quotidien cantonal, n’aborde aucunement cette thématique, même pour couvrir l’actualité locale. Par exemple, l’interdiction d’une conférence sur « La limitation des naissances » organisée par l’Union ouvrière fribourgeoise, n’est pas rapportée ; le journal conservateur se verra toutefois contraint d’en parler lorsque l’information aura paru dans d’autres journaux suisses. Mais le lecteur soucieux de connaître le thème précis de la conférence en est réduit à décrypter des termes tels que « décadence morale », « théorie subversive de l’organisation sociale » qui s’attaque « à l’organisation familiale et aux sources mêmes de la vitalité » [9]…

Le Conseil d’État ne pourra toutefois pas éviter un débat au parlement sur la modification du Code pénal, pour contrer la diffusion d’informations et de produits contraceptifs. En 1909, il soumet un nouvel article 393, qui réprime « la vente et la distribution d’écrits, d’images et de figures obscènes et contraires aux bonnes mœurs », en y ajoutant « les imprimés, les livres, les cartes postales et les objets », et en réprimant « la distribution par envoi à domicile à des personnes qui ne l’ont pas demandé ». Mais le texte ne mentionne pas explicitement la propagande néo-malthusienne qui est pourtant bel et bien visée. Il faudra attendre le Code pénal de 1924 pour qu’un article (125) condamne explicitement la diffusion « d’instructions ou d’objets destinés à prévenir la grossesse ou à favoriser la débauche ». C’est au même instant que les lettres pastorales des évêques fribourgeois sur le mariage et la famille commencent aussi à condamner explicitement le contrôle des naissances.

Dans les motivations des autorités fribourgeoises, les préoccupations patriotiques et populationnistes sont absentes. L’argument avancé dans les correspondances internes est celui de la sauvegarde de la morale. Mais au-delà d’un simple souci des bonnes mœurs, cette répression vise un objectif éminemment politique. Car la propagande malthusienne, contredisant les préceptes de la morale catholique, attaque directement l’influence du clergé. Or, pour le régime conservateur de Georges Python, cette influence fait partie intégrante de sa stratégie d’encadrement des masses et de maintien de son pouvoir. Le préfet de la Gruyère (district où est situé Broc), identifie bien là le danger de la propagande malthusienne : « L’influence du clergé est spécialement battue en brèche par les pratiques conseillées par le néo-malthusianisme. Les individus qui ont été entraînés dans cette voie deviennent réfractaires aux enseignements de la morale catholique […]. Nous vous tiendrons au courant de nos efforts dans le sens de la répression des moyens nouveaux employés pour enlever à nos populations la foi et la morale : c’est bien à ces buts que tend la campagne à laquelle nous faisons allusion [10]. »

Même face à la crainte des maladies vénériennes dont on signale une recrudescence en 1918, la Commission de santé renonce à organiser des conférences informatives, à l’instar des campagnes lancées dans le reste de la Suisse romande [11]. Au début du xx^e siècle, le silence sur les questions sexuelles apparaît comme la meilleure stratégie. Dès les années vingt, ce silence fera place à une condamnation explicite et soutenue des pratiques contraceptives, relayée par les milieux religieux et médicaux (Heller, 2000-2001, 79-110).

Cette stratégie du silence a-t-elle contribué au retard fribourgeois dans l’adoption du contrôle des naissances ? La lecture des chiffres de Princeton pour l’ensemble du canton pourrait inciter à le croire (Tableau 1). Au niveau local toutefois, cette relation ne se vérifie pas toujours. Les familles de nos deux villages fribourgeois n’ont pas attendu la fin de cette période de silence, soit le milieu des années vingt, pour réduire leur fécondité. La baisse est amorcée dans la période 1899-1914 et s’accélère en 1915-1930. Si la stratégie du silence a maintenu certaines barrières au début du siècle, celles-ci ont reculé dès la Première Guerre mondiale. Pour le village paysan de Delley-Portalban, la proximité des populations protestantes et les migrations saisonnières des jeunes à l’extérieur du canton favorisent la circulation des idées et des écrits ; dans ses rapports à l’évêché, le curé de la paroisse dénonce régulièrement les « mauvais livres », évoque dès 1908 la pratique du « malthusianisme » dans les relations prénuptiales et parle en 1915 d’« onanisme conjugal » [12]. Pour Broc, caractérisé par une forte religiosité au xix^e siècle, l’industrialisation a eu un double effet : une modification profonde des incitations économiques, ainsi qu’un brassage de population et d’idées ébranlant l’encadrement idéologique serré que les autorités religieuses et politiques entendent imposer. Le curé de Broc est bien conscient des dangers de la récente immigration : « Une des causes particulières de démoralisation spéciale à Broc, c’est la grande agglomération de personnes venant de divers pays et apportant plus facilement le mal que le bien, les mauvaises habitudes que la vertu, le scandale que l’édification, l’indifférence religieuse que les pratiques de la vie chrétienne. Catholiques, protestants, libres penseurs, français, allemands, italiens, ouvriers, campagnards, citadins, tout cela se rencontre à Broc et en fait une sorte de tour de Babel [13]. »

À ce titre, on peut émettre diverses hypothèses. On peut se demander, par exemple, si l’antériorité protestante dans le contrôle de la fécondité serait liée à un souci plus présent de l’instruction des enfants, soit du côté des familles, soit du côté des autorités politiques qui mettent plus sévèrement en œuvre l’obligation scolaire. Parallèlement, le retard des familles catholiques s’expliquerait en partie, au-delà des interdits de la morale sexuelle, par un moindre investissement dans la formation, ce qui baisse les coûts des enfants, diminue la nécessité d’en réduire le nombre et retarde la généralisation du contrôle des naissances. Ce moindre investissement dans la formation pourrait être sexuellement différencié, la diminution des coûts de la formation passant surtout par la discrimination des filles ?

Une analyse comparée des discours sur l’éducation et de la législation scolaire des deux cantons étudiés – que nous ne développerons pas ici – nous avait mise sur une telle voie, en montrant à quel point le milieu conservateur-catholique fribourgeois encourage à l’époque une telle discrimination. C’est le résultat d’une vision étriquée du rôle social de la femme, confiné à celui de « pieuse ménagère », et d’une réelle méfiance à l’endroit du savoir, réduit à sa pure fonctionnalité (gagner sa vie plus tard). À l’opposé, le discours protestant-radical des élites vaudoises glorifie le savoir comme facteur d’émancipation personnelle et de perfectionnement des vertus civiques pour les deux sexes, et notamment pour les filles, mères éducatrices des futurs citoyens.

Ces discours influencent les législations et les infrastructures scolaires, puisque le système scolaire fribourgeois implique des classes séparées par sexe dès l’école primaire, avec une forte présence des religieuses dans l’enseignement des filles. Il autorise également davantage que dans le canton de Vaud des dérogations à la fréquentation de l’école, surtout pour les filles. Les familles fribourgeoises ont-elles effectivement saisi ces opportunités pour diminuer les coûts de formation de l’ensemble de leurs enfants ? Les données de notre échantillon permettent d’observer le résultat combiné des contraintes institutionnelles cantonales et des stratégies familiales sur le parcours de formation des enfants. Sur 6 207 enfants légitimes nés entre 1860 et 1930 et dont 5 042 ont survécu jusqu’à 15 ans révolus, nous avons pu reconstituer le parcours de formation de plus de la moitié d’entre eux, soit 2 358 enfants (1 333 garçons et 1 025 filles) [14].

Une première vérification a été effectuée sur le village catholique industrialisé de Broc/FR au début du xx^e siècle, lorsque s’amorce le processus de baisse de la fécondité. Les enfants nés de parents mariés entre 1898 (date d’arrivée de la fabrique) et 1920 sont répartis selon le sexe, le niveau de formation et la taille de la famille : « petites » familles de 1 à 5 enfants dont certaines ont commencé à réduire leur fécondité, « grandes » familles de 6 à 13 enfants où une telle attitude est absente. Sur l’ensemble des familles de Broc, l’écart entre le niveau de formation des filles et des garçons n’augmente pas de manière significative avec la taille de la famille. Mais lorsque l’on considère des sous-échantillons en fonction de la catégorie sociale, on constate que cet écart augmente effectivement pour les familles ouvrières, dont le père, la mère, ou les deux parents travaillent en fabrique (Graphique 1). La proportion de filles sans formation post-primaire passe de 62 à 90 % des petites aux grandes familles, un glissement bien plus marqué que pour les garçons, où le même chiffre varie de 37 à 46 %.

Ce premier résultat nous avait paru intéressant. En effet, les familles ouvrières sont particulièrement motivées à investir dans la formation des enfants, seule manière d’assurer leur ascension sociale puisqu’elles n’ont pas de propriété à transmettre [15]. Celles qui ne parviennent pas à réduire leur descendance, en raison des « coûts moraux » de la contraception ou du manque d’information, sont alors contraintes de réserver cet investissement à certains de leurs enfants, en l’occurrence ici les garçons.

Mais ce résultat partiel et basé sur une statistique uniquement descriptive mérite d’être vérifié de manière plus systématique, en commençant par une réflexion sur les coûts de la formation des enfants, où il nous paraît nécessaire de distinguer deux composantes.

En premier lieu, le temps que l’enfant passe à l’école s’avère déterminant en termes de coûts d’opportunité : ce temps scolaire est autant de temps de travail perdu pour l’exploitation familiale, le ménage, ou un travail salarié extérieur destiné à arrondir le budget. Pour les plus jeunes enfants, les tensions entre familles et autorités se cristallisent autour de l’horaire quotidien : école de demi-journée ou de journée complète, devoirs à domicile qui occupent les enfants après la classe, etc. Mais au moment de l’adolescence, lorsque les capacités de travail de l’enfant sont plus utiles, l’enjeu se déplace sur la question de la libération définitive de l’obligation scolaire. Les familles pourront-elles disposer totalement de la force de travail des enfants à quatorze, quinze ou seize ans ? Permettront-elles au contraire à l’enfant de terminer son école obligatoire et de poursuivre sa formation au-delà de l’école primaire, ce qui signifie de renoncer à son travail pour deux ou trois années supplémentaires ?

Le deuxième élément concerne les coûts monétaires de la formation. Au niveau de l’école primaire, l’écolage est à l’époque gratuit dans les systèmes publics des deux cantons étudiés ; les coûts monétaires de l’école se limitent aux livres et fournitures scolaires, ainsi qu’à des vêtements propres et en bon état pour se rendre en classe. Par contre, ces coûts sont bien plus importants lorsque l’enfant entame une formation post-primaire. Les apprentissages sont à l’époque payants, même si des fondations octroient des subsides. Les écoles secondaires ou professionnelles ne sont pas toujours gratuites ; la fréquentation de certaines écoles implique l’internat, sans compter les coûts de déplacement ou de demi-pension, lorsque l’école est située dans un bourg ou un ville voisine. Les familles qui offrent à leur enfant ce type de formation doivent donc sacrifier non seulement sa force de travail pour deux ou trois années, mais engager aussi d’importantes dépenses.

Sur la base de cette réflexion, nous avons constitué deux fichiers. Chacun répertorie tous les enfants des quatre villages dont le parcours de formation est connu, soit les 2 358 enfants déjà évoqués.

Le premier fichier, construit sur le modèle des « tables de séjour » (Bocquier, 1996, 94), met en évidence le temps passé dans le système de formation, mesuré en années, à partir de l’âge de treize ans. Selon les législations scolaires des deux cantons, l’école est en principe obligatoire jusqu’à seize ans, mais des possibilités de dérogations existent pour sortir un élève plus tôt de l’école. Notre fichier signale si les parents ont saisi ou non les opportunités offertes. Ont-ils retiré un enfant de l’école pour profiter de son travail ? Ont-ils au contraire renoncé à interrompre sa scolarité avant l’âge légal, et même sacrifié des années supplémentaires pour lui permettre de suivre une formation post-primaire ?

Le deuxième fichier s’intéresse à la probabilité de suivre une formation post-primaire, une fois les obligations légales remplies. Le temps n’est ici plus déterminant, et la question porte simplement sur le fait d’avoir accès ou non à une telle formation, dont on a vu qu’elle impliquait pour les parents des dépenses importantes.

Les risques de sortir plus ou moins tôt du système scolaire et les chances d’accéder à une formation post-primaire sont mesurés en fonction du sexe de l’enfant, de la religion, du village, d’une variable socio-économique, la profession du père, et enfin d’une série de variables familiales : la taille de la famille, le rang dans la fratrie [16], le décès prématuré d’un parent avant que l’enfant atteigne treize ans révolus, l’âge du père lorsque l’enfant a cet âge, la position dans la fratrie, soit le nombre d’enfants aînés et cadets et leur sexe.

Les tableaux 4 et 5 fournissent les résultats des deux régressions statistiques effectuées selon les algorithmes développés par l’event history analysis.

Quels facteurs modifient les coûts d’opportunité de la formation, soit le nombre d’années que les enfants passent à se former (Tableau 4) ? Lorsque le modèle est appliqué sur l’ensemble du fichier, la variable sexe masculin diminue de près de 50 % le risque annuel de sortir de la formation, alors que la variable religion catholique augmente ce risque de 67 %. Mais la manière dont cette discrimination sexuelle est distribuée entre protestants et catholiques mérite attention. Dès que l’on sépare l’échantillon en deux sous-fichiers selon la religion, il en ressort que l’impact de la variable sexe est beaucoup plus marqué du côté catholique : les garçons catholiques ont 62 % de risque en moins de sortir plus tôt de l’école que les filles catholiques, alors que les garçons protestants ne bénéficient que d’un avantage probabiliste de 16 %, comparés à leurs camarades féminines. Entre catholiques et protestants, l’impact des variables socio-économiques est par contre similaire, le risque de sortir plus tôt de l’école étant moindre pour les enfants de commerçants, artisans et petits fonctionnaires et bien moindre encore pour ceux dont le père occupe une profession qualifiée [17].

Tab. 4
Les risques de sortir précocement de la formation (A)

Si l’on observe maintenant les coûts monétaires de la formation, soit les chances pour un enfant d’accéder à une formation post-primaire (Tableau 5), les écarts entre catholiques et protestants se confirment, tout comme la discrimination plus marquée des filles catholiques. Pour l’ensemble des enfants, la religion catholique diminue en effet de 24 % les chances d’accéder à une telle formation et le sexe masculin multiplie ces chances par 3,2 ! Là encore, lorsque le modèle est testé sur deux sous-échantillons, le sexe joue un rôle deux fois plus important du côté catholique que du côté protestant.

Tab. 5
Les chances d’accéder à une formation post-primaire

L’impact de la profession du père est ici plus important. À mesure que l’on monte dans l’échelle des professions, les chances d’accéder à une formation post-primaire sont meilleures. Les différentiels socioprofessionnels sont moins creusés du côté protestant et il faut lire ce résultat du point de vue de la catégorie de référence des paysans. Les enfants de paysans catholiques ont vingt fois moins de chances d’accéder à une formation post-primaire que les enfants des familles catholiques de l’élite socioprofessionnelle ; les enfants de paysans protestants « seulement » huit fois moins de chances que les enfants de l’élite protestante. Un tel résultat témoigne du caractère plus égalitaire du système vaudois de formation post-primaire mais pourrait aussi indiquer que les paysans des villages vaudois protestants ont davantage de moyens (et/ou de volonté) pour offrir une formation post-primaire à leurs enfants.

Ces deux analyses démontrent la justesse de notre hypothèse : les parents protestants vaudois assument des coûts de formation des enfants nettement plus élevés que les parents catholiques fribourgeois. Dans de telles conditions, la nécessité de réduire le nombre d’enfants se fait plus impérative et l’antériorité protestante dans l’adoption généralisée du contrôle des naissances, précédemment démontrée, trouverait ici une explication. Ce résultat rejoint une recherche canadienne sur la même période, où l’impact de la fréquentation scolaire des enfants sur la fécondité (sans distinction de sexe) s’avère significatif dans l’Ontario protestant, mais pas significatif dans le Québec catholique (Gauvreau et Gossage, 2001, 178 ; Gauvreau et Gossage 2002, 184). En prolongeant l’analyse, nos résultats démontrent que cette différence d’investissement parental dans l’éducation tient surtout au fait que les parents catholiques négligent la formation de leurs filles.

Cette négligence de la formation des filles est-elle une routine généralisée à l’ensemble des familles catholiques, quelle que soit la taille de la famille ? Ou s’agit-il plutôt d’une stratégie propre aux familles nombreuses, destinée à réduire la pression des coûts de la formation sur le budget familial tout en permettant de former néanmoins les garçons, pour lesquels la législation scolaire est plus sévère ? Une telle stratégie peut adopter diverses variantes en fonction de l’économie locale. Ainsi, dans le village industrialisé (Broc/FR), la solution consiste plutôt à augmenter le revenu familial par le travail de la mère à l’usine, ce qui implique de sortir la fille aînée de l’école pour lui confier le ménage et la garde des plus jeunes. Dans le village paysan (Delley-Portalban/FR), les familles optent pour l’envoi des filles en service dès quatorze ans, réduisant le nombre de bouches à nourrir et pratiquant ce que certains auteurs ont appelé un « ex post facto family planning » (Garrett et Szreter, 2000, 54).

Dans l’hypothèse d’une stratégie spécifique aux familles nombreuses catholiques, la formation des filles catholiques devrait être influencée, davantage que chez les garçons, par la composition de la famille. Nous avons donc effectué un test parallèle sur des sous-échantillons distribués selon la religion et le sexe, avec un modèle confrontant des variables économiques et des variables familiales. Le tableau 6 analyse comparativement l’impact de ces variables sur la durée de la formation pour les garçons et filles catholiques. Le même modèle a aussi été testé sur les garçons et filles protestantes.

Ainsi, le fait de vivre dans un village non industrialisé n’est significatif que pour les filles catholiques, et il augmente de 21 % le risque de sortir plus tôt du système scolaire par rapport aux filles catholiques du village industrialisé (référence). Nous retrouvons ici la routine repérée à Delley-Portalban/FR, où les parents envoient leurs filles en service dès quatorze ans, et cette pratique apparaît dominante. La profession du père n’influence pas le destin des filles, quelle que soit leur appartenance religieuse. Par contre, aussi bien du côté catholique que protestant, les garçons de commerçants, artisans et fonctionnaires voient leurs risques de sortir plus tôt de la formation diminués d’environ 25 %. C’est d’ailleurs le seul résultat significatif obtenu pour les garçons et filles protestantes. Il faut garder à l’esprit que le système scolaire vaudois (protestant) n’autorise pas facilement les parents à retirer un enfant plus tôt de l’école primaire. Comme les choix des parents sont beaucoup plus contraints par les institutions, les variables socio-économiques et familiales susceptibles d’influencer ces choix jouent un rôle bien moins important que chez les parents catholiques.

Enfin, et ce résultat nous apparaît particulièrement révélateur, les variables familiales ne sont significatives que pour les filles catholiques. La position dans la fratrie marque leur destin scolaire. Une fille catholique voit ses risques de sortir plus tôt de la formation diminués de 8 % par garçon aîné, de 9 % par fille aînée ; ces risques augmentent de 7 % par garçon cadet, de 7 % par fille cadette, mais ce dernier résultat n’est pas suffisamment significatif. Ainsi, l’aînée d’une famille de trois garçons par exemple verrait ses risques augmentés de 21 %. En revanche, la cadette d’une famille de trois garçons verrait ses risques diminués de 24 % ; la cadette d’une famille de trois filles, de 27 %. Cette différence n’est pas innocente : lorsque l’on est cadette, il est préférable d’avoir devant soi des filles, qui elles se sont déjà sacrifiées !

Le lien entre comportement procréateur et investissement sexuellement différencié dans l’instruction des enfants est ainsi établi à deux niveaux pour les familles catholiques. En amont, l’obligation moins stricte d’investir dans l’instruction et les exceptions autorisées pour l’instruction des filles rendent moins impérative la nécessité de limiter les naissances. En aval, l’existence de familles plus nombreuses renforce encore la discrimination des filles dans l’accès à l’instruction, qui est alors utilisée comme stratégie familiale d’équilibre du budget.

L’impact des variables familiales est également significatif pour les filles protestantes, mais seulement au niveau de l’éducation post-primaire. L’analyse des chances d’accès à la formation post-primaire, effectuée de manière comparative selon la religion et le sexe, le démontre (Tableau non reproduit). Les filles protestantes voient leurs chances diminuer de manière significative lorsqu’elles ont des frères cadets. C’est au niveau de la formation post-primaire seulement que les familles protestantes ont plus de latitude dans leurs choix et qu’elles peuvent discriminer les filles aînées au profit des garçons lorsque le budget familial est plus serré ou la famille nombreuse. Nous retrouvons ici un constat établi par d’autres recherches : dans les systèmes familiaux sexuellement égalitaires, des impacts différenciés selon le genre n’apparaissent qu’en situation de pression (Neven, 2000, 323).

Dans le canton de Fribourg, les liens étroits entre religion catholique et gouvernement conservateur débouchent sur des politiques favorisant le maintien de l’influence de l’Église, mais qui ont aussi pour effet de retarder la baisse de la fécondité maritale. Ainsi, la répression active du néo-malthusianisme et l’étouffement de tout débat public sur le contrôle des naissances maintiennent les tabous sur la sexualité et la contraception ; mais les données manquent pour démontrer l’impact de cette politique sur les processus de décision en matière de procréation. Par contre, grâce à la méthode d’event history analysis, on peut mettre en évidence l’impact de la politique scolaire fribourgeoise, inspirée de l’idéologie conservatrice catholique. Cette analyse démontre aussi l’intérêt d’introduire une perspective de genre dans le débat historique sur la première transition de fécondité.

Une telle démarche s’inscrit dans l’agenda actuel de la recherche, qui insiste sur la nécessité de dépasser l’opposition souvent stérile entre facteurs économiques et facteurs culturels dans l’explication causale de la transition. Les facteurs culturels ne se limitent pas aux seuls interdits doctrinaux sur la contraception. À l’époque, on peut parler de culture politico-religieuse impliquant toute une vision de la société, qui débouche sur des politiques concrètes avec lesquelles les familles doivent compter. Dans le cas fribourgeois, la conception du savoir et des rapports sociaux de sexe inhérente à la culture catholique-conservatrice débouche sur une politique scolaire autorisant une discrimination marquée des filles dans l’accès à l’instruction ; cette politique permet alors aux parents d’économiser sur les coûts d’instruction des enfants, ce qui retarde la nécessité d’en réduire le nombre.

Les facteurs culturels se traduisent ainsi non seulement en coûts « moraux » de la contraception, difficilement mesurables, mais en coûts monétaires ou en coûts d’opportunité des enfants, qu’il est alors possible d’évaluer. Si l’on adhère à l’hypothèse selon laquelle la motivation principale de la première transition de fécondité réside dans l’augmentation des coûts des enfants en raison d’un investissement accru dans leur éducation, nos résultats démontrent que les explications classiques du retard catholique dans l’adoption du contrôle des naissances méritent d’être élargies.