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Revue de l'OFCE
Presses de Sc. Po.

I.S.B.N.272463022X
338 pages

p. 263 à 313
doi: en cours

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Chronique de la mondialisation

n^o 92 2005/1

Discipline > Revue > Sommaire > Article

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Conciliation entre vies professionnelle et familiale et renoncements à l’enfant

Gilbert Cette Université de la Méditerranée (CEDERS) Nicolas Dromel Université de la Méditerranée (GREQAM) Dominique Méda []* DARES, ministère de l’Emploi, du Travail et de la Cohésion sociale

Résumé de l'article

La question des liens entre taux d’activité féminin et fécondité a fait l’objet de débats controversés. La présente analyse vise la question des renoncements à l’enfant à partir des réponses à une enquête IPSOS-Chronopost réalisée en 2003 auprès d’environ 1 000 salariés. L’étude s’efforce de prendre en compte simultanément de multiples variables renseignées par l’enquête, pour évaluer l’influence « toutes choses égales par ailleurs » de chacune d’entre elles via l’estimation de modèles logistiques.
Les résultats de l’analyse sont les suivants : les catégories qui connaîtraient le plus fréquemment les renoncements à l’enfant du fait de l’organisation de leur vie professionnelle, ou qui ressentiraient le plus fréquemment que les enfants sont un frein à la carrière professionnelle sont les jeunes, sans doute parce qu’ils sont confrontés au choix initial de leur type d’investissement ; les femmes, sans doute parce que ce sont elles qui assument la plus grosse part des tâches domestiques et familiales ; et les salariés sans enfant, sans doute du fait qu’ils sont nombreux à appréhender les difficultés de conciliation associées à la présence d’un enfant. Plus la catégorie professionnelle est élevée, et plus les salariés se déclareraient concernés par ces difficultés, sans doute parce que les potentialités de carrière sont croissantes avec la catégorie professionnelle ; mais, simultanément, une forte contrainte financière semblerait apparaître, les salariés renonçant d’autant moins à l’enfant que leur revenu est élevé. Une plus grande visibilité des horaires de travail et un temps de travail choisi plutôt que contraint paraîtraient modérer les difficultés de conciliation et pourraient atténuer en conséquence les renoncements. Enfin, parmi les salariés avec enfant(s), ceux qui signaleraient que l’organisation de la vie professionnelle influence le nombre ou le moment d’avoir des enfants, ou ceux qui signaleraient que la présence d’enfant(s) freine leur carrière professionnelle, auraient plus souvent que les autres le sentiment d’une inadaptation à leur mode de vie des rythmes de vacances ou des horaires d’ouverture des établissements scolaires. This paper focuses on child renunciations factors, investigating the answers of nearly 1000 employees to a 2003 IPSOS-Chronopost survey. Numerous variables are taken into account simultaneously, evaluating their “caeteris paribus” influence through logistic models estimations. In a nutshell, people who frequently declare child renunciations or delayed conception moments because of working-life organisation, or feel children as a brake for career would be young people, women, without children. The higher the professional class, the more employees declare being concerned with these difficulties. Nevertheless, a finance constraint seems to hold : the higher their income, the less employees declare child renunciations. A better working-schedules visibility and a chosen working-time would moderate these difficulties. Parents declaring « renunciations » would more often face bad-adaptations of holiday-school rhythms with their life.
JEL Codes : D10, J13, J22.

Plan de l'article

• Les renoncements : résultats généraux de l’enquête

• Une approche « toutes choses égales par ailleurs » des renoncements

— L’analyse « caeteris paribus »

— Les principaux résultats obtenus

• Remarques conclusives

• Références bibliographiques

Une récente enquête sur la qualité de vie et la vie familiale menée par la Fondation européenne pour l’amélioration des conditions de vie et de travail dans 28 pays européens met en évidence qu’un tiers des femmes interrogées ont eu moins d’enfants qu’elles ne le souhaitaient ( European Foundation for the Improvement of Living and Working Conditions, 2004). En effet, pour l’ensemble des femmes enquêtées de 40 à 64 ans dont la période de fécondité est achevée, le nombre d’enfants désirés s’élève en moyenne à 2,33 et la descendance finale à 2,08, laissant un écart moyen de 0,25 de naissances non réalisées (ces chiffres sont respectivement de 2,48 et 2,31 pour la France, soit une différence de 0,17 point). 55 à 60 % des femmes ont eu le nombre d’enfants qu’elles souhaitaient, 10 % en ont eu davantage et un peu plus de 30 % en ont eu moins que souhaité. Aussi bien dans les nouveaux pays de l’Union européenne que dans l’Europe des quinze, c’est chez les femmes les plus qualifiées que le nombre d’enfants désirés n’a pas été atteint (40 % des femmes concernées). Ces derniers résultats corroborent deux faits désormais bien établis en France : d’une part, l’âge moyen à la maternité a fortement augmenté depuis vingt ans, de même que l’âge moyen à la première maternité ; d’autre part, les femmes les plus diplômées retardent plus que les autres l’arrivée de leur premier enfant ( cf. Robert-Bobée, 2004).

Les liens à long terme entre croissance économique et fécondité, ou entre états du marché du travail et fécondité ont fait l’objet de nombreuses recherches macro ou microéconomiques. Le contexte économique exerce une influence et, comme l’indique le Rapport de la Fondation européenne, l’augmentation du revenu peut occasionner des effets positifs sur le nombre d’enfants. On sait aussi qu’ « une récession économique mondiale peut amener les couples à différer par précaution leurs projets de fécondité dans l’attente de jours meilleurs et, ce, de façon simultanée dans les pays intéressés » (Aglietta, Blanchet et Héran, 2002, p. 38). Il est aussi connu que la stabilisation professionnelle, notamment celle des hommes, constitue souvent un préalable au fait d’avoir des enfants.

La question des liens entre taux d’activité féminin et fécondité a fait également l’objet de nombreux débats, la littérature concernée s’intéressant principalement aux interactions complexes entre fécondité et offre de travail (pour des analyses récentes et une revue de littérature fouillée sur ce thème, cf. Angrist et Evans, 1998 ; ou Chiappori, Blundell et Meghir, 2004). S’appuyant sur les travaux de Blanchet et Pennec (1996) qui mettaient en évidence l’importance du désir d’activité des femmes pour comprendre les nouveaux rapports entre fécondité et activité féminine, Majnoni d’Intignano (1996) indiquait que « les femmes qui pouvaient travailler avec la famille qu’elles auraient eu autrefois l’ont fait. Les autres ont réduit le nombre de leurs enfants par rapport à l’avant 1970 pour pouvoir travailler (…). Les pays dont la culture reste opposée au travail des mères et qui contraignent les femmes à choisir entre travail et enfant, comme l’Allemagne, voient s’effondrer le nombre des enfants » . Les recherches internationales les plus récentes confirment cette analyse : Brewster et Rindfuss (2000) ont montré que depuis 1996 la corrélation entre les taux de fécondité et le taux d’activité des femmes, négative auparavant, était devenue positive et forte : depuis les années 1990, les pays de l’OCDE à la plus faible fécondité sont également ceux qui ont les taux d’emploi féminins les plus faibles. Au sein de l’Union européenne à 15, on constate aussi que les pays dans lesquels le taux de fécondité des femmes est le plus bas sont les pays méditerranéens (Espagne, Grèce et Italie), soit justement ceux dans lesquels le taux d’activité des femmes est le plus bas [ 1] . À l’opposé, parmi les grands pays industrialisés, les États-Unis sont celui dans lequel les femmes adultes sont à la fois les plus fécondes et les plus actives [ 2] .

Cette question continue néanmoins de faire l’objet de nombreuses investigations. En effet, la compatibilité entre carrière professionnelle des femmes et présence d’enfants reste plus difficile pour les femmes que pour les hommes, comme le met en évidence la différence entre les taux d’emploi masculin et féminin (13 points) [ 3] , ou encore, comme le montrent Flipo et Régnier-Loilier (2003), le fait que « si la plupart des hommes et des femmes concilient vie familiale et vie professionnelle en ayant à la fois une activité professionnelle et au moins un enfant, les femmes sont nettement plus nombreuses que les hommes à ne s’investir que dans la sphère familiale : 14,2 % des femmes contre 1,3 % des hommes » . La difficulté à concilier vie professionnelle et vie personnelle, dont la vie familiale, peut aboutir à des arbitrages douloureux, particulièrement pour les femmes qui, pour des raisons sociales et culturelles, assument de fait la charge de la plus grande part du travail domestique. Certaines d’entre elles doivent ainsi choisir entre un fort investissement familial au détriment de leur carrière professionnelle, ou l’inverse. Ces difficultés peuvent donc produire deux types de « pertes » ou de « renoncement » : un renoncement (temporaire ou définitif) à l’activité, ou un renoncement (également temporaire ou définitif) à l’arrivée d’un enfant. Le premier type de difficulté a été récemment illustré par des travaux de recherches, portant notamment sur les effets de l’APE ou plus généralement sur les raisons pour lesquelles les femmes se retirent du marché du travail à l’arrivée d’un enfant (Piketty, 1998 ; Afsa, 1999 ; Bonnet et Labbé, 1999 ; Simon, 1999 ; Périvier, 2004 ; Marc, 2004 ; Méda, Simon et Wierink, 2003). Des analyses plus récentes en cours, comme celle de Legendre, Lorgnet, Mahieu et Thibault (2004) à partir de données individuelles de l’enquête emploi de l’INSEE et sur laquelle nous reviendrons plus loin, s’intéressent entre autres aspects à l’influence de la position sociale effective ou potentielle sur la fécondité des femmes et semblent confirmer l’existence d’une telle influence.

Le renoncement à l’activité reste une réalité : selon des travaux récents exploitant les enquêtes Emploi (Orain, 2004), en France, au terme de la troisième année d’observation, 20 % des jeunes mères sont inactives si elles ont eu un seul enfant, 48 % si elles ont eu, pendant ces trois années, d’autres enfants. On sait que ces renoncements à l’activité, temporaires ou définitifs, touchent surtout les femmes les moins diplômées et dont les conditions d’emploi sont les plus difficiles, sur lesquelles l’APE peut exercer une forte attraction (Marc, 2004 ; Méda, Simon et Wierink, 2003). Ainsi, plusieurs études portant sur les conséquences de l’extension en 1994 de l’APE au second enfant ont montré que ce changement avait à lui seul pu induire le retrait d’activité de 100 000 à 150 000 femmes ( cf. principalement Piketty, 1998 et Allain et Sedillot, 1999). Les femmes bénéficiant de l’APE sont en moyenne peu diplômées, peu qualifiées, et la durée de leur bénéfice de l’APE dépasse trois ans dans plus de 90 % des cas, ce qui renforce la difficulté de leur retour sur le marché du travail au terme du bénéfice de l’APE ( cf . Afsa, 1996 et Marc, 2003). À partir des réponses à une récente enquête réalisée par le CREDOC, Méda, Simon et Wierink (2003) ont montré qu’une partie de ces renoncements à l’activité s’expliquait par l’existence de conditions de travail et d’emploi difficilement conciliables avec une vie familiale (horaires décalés, travail le samedi ou le dimanche), et que ces renoncements auraient pour certains pu être évités, notamment si des aménagements avaient pu être apportés aux précédentes conditions de travail et d’emploi. Une analyse récente de Laroque et Salanié (2003) portant sur l’influence des incitations financières liées à la politique familiale sur la fécondité en France montre que cette influence serait significative mais d’une ampleur cependant réduite [ 4] .

Par ailleurs, notamment si elles sont attachées à leur travail ou au revenu qu’il procure, si elles imaginent que l’enfant handicapera leur carrière, si les revenus du conjoint sont insuffisants, ou si les facilités accordées aux familles en matière de modes de garde et d’horaires de travail sont insuffisantes, les femmes peuvent aussi décider de retarder le moment de concevoir un enfant, voire renoncer à en faire un. Il semble que cela soit le cas en Allemagne, où le taux d’activité des femmes est élevé, les modes de garde très peu développés et le nombre de femmes sans enfant en augmentation (actuellement plus de 20 % des femmes ayant achevé leur période fertile contre 10 % en France (Sardon, 2002)). Les jeunes femmes de moins de 35 ans indiquent en moyenne souhaiter « dans l’idéal » avoir 1,74 enfant en Allemagne contre 2,56 en France et 2,14 dans l’Europe des 28. S’abstenir de faire un enfant ou même décaler de façon significative le moment de le concevoir sont bien entendu des formes extrêmes de renoncement. S’il était fréquent, ce type de renoncement pourrait avoir des effets démographiques directs. En tout état de cause, les difficultés d’arbitrages dont il résulte ont donc une incidence sur l’évolution future de nos sociétés.

La question des motifs du renoncement à l’enfant a été peu travaillée dans la littérature. Mettant en évidence le poids des enfants — et notamment des jeunes enfants — sur l’activité féminine, à partir d’une exploitation du Panel européen des ménages, Lollivier (2001) concluait ainsi son analyse : « … si les choix d’activité sont obérés par la présence d’enfants à charge, les projets en matière de fécondité ne sont-ils pas alors bridés par les coûts, directs et indirects, liés à la présence d’enfants dans le foyer parental ? » . C’est ce que tendraient à prouver les résultats de l’enquête déjà citée de la Fondation européenne, mettant en évidence que plus d’un tiers des raisons invoquées par les femmes européennes pour ne pas avoir autant d’enfants que souhaité relève de problème de santé (18 %), de coût de l’enfant (9,2 %) ou de problèmes de logement (10,6 %). D’autres facteurs apparaissent néanmoins, notamment les difficultés à combiner travail et famille (modes de garde…), pour 7,1 % des femmes interrogées. D’où l’intérêt d’une enquête réalisée en France en 2003 par l’institut IPSOS pour Chronopost qui comporte des questions spécifiques sur la problématique du renoncement. Certes, cette enquête apporte des réponses subjectives et ne demande pas explicitement les raisons du renoncement, mais les corrélations observées entre les réponses à diverses questions fournissent des indications utiles.

La présente analyse vise la question des renoncements à l’enfant à partir des réponses à cette enquête IPSOS-Chronopost réalisée en 2003 auprès d’environ 1 000 salariés. Afin de caractériser au mieux les facteurs associés au renoncement, l’étude s’efforce de prendre en compte simultanément de multiples variables renseignées par l’enquête, pour évaluer l’influence « toutes choses égales par ailleurs » de chacune d’entre elles, via l’estimation de modèles logistiques. Il faut toutefois souligner que, si une telle approche aboutit à des enseignements intéressants, elle ne peut prétendre fournir un éclairage complet. Ainsi, l’enquête ne porte que sur les seuls salariés, et ignore donc ceux (surtout celles) qui ont quitté l’activité salariée du fait des difficultés de conciliation. Par ailleurs, les variables mobilisées à partir de l’enquête ignorent certaines dimensions culturelles (par exemple concernant le partage des tâches domestiques) essentielles dans une telle problématique [ 5] . Pour alléger la rédaction, les résultats commentés ci-dessous ne sont généralement pas présentés au conditionnel mais le lecteur doit garder à l’esprit qu’ils sont évidemment contingents à une enquête dont les limites ont été soulignés, et que, s’ils nous paraissent très riches, ils appellent des confirmations d’autres analyses.

On commence (1) par rappeler les enseignements généraux de l’enquête, obtenus à partir de tris croisés, concernant les renoncements liés aux difficultés de conciliation entre vie professionnelle et vie familiale, pour détailler ensuite (2) les résultats de l’analyse « toutes choses égales par ailleurs » (réalisée par des estimations logistiques) des renoncements à l’enfant, et donner enfin (3) quelques remarques conclusives.

L’enquête IPSOS-Chronopost

L’enquête IPSOS — Chronopost sur la conciliation des temps a été réalisée en juin et juillet 2003 auprès de 999 salariés français, issus d’un échantillon de 2009 personnes représentatif de la population française âgée de quinze ans et plus dont n’a été retenue que la seule population concernée. La représentativité de l’échantillon a été établie par la méthode des quotas portant sur le sexe, l’âge, la profession du chef de foyer et de l’interviewé après stratification par région et taille d’agglomération. Les salariés ont été interrogés par téléphone à leur domicile. Le questionnaire de l’enquête, élaboré avec une équipe d’experts — dont deux co-auteurs de cet article, G. Cette et D. Méda — avait pour but d’obtenir des données sur cinq thèmes principaux : la perception et le rapport général au temps ; l’organisation du travail ; la réduction du temps de travail ; les difficultés de conciliation entre vies au travail et hors travail, et enfin, les pistes d’amélioration possibles. Le questionnaire de l’enquête, trop volumineux pour être ici reproduit, peut être demandé aux auteurs. Les premiers résultats de cette enquête ont paru dans la Revue de l’Institut Chronopost , TEMPOS, n° 1 « Temps sociaux : entre conciliation et renoncements », janvier 2004 et TEMPOS n° 2, « Conciliation et inégalités », juin 2004 (on peut trouver ces éléments sur le site www. institut. chronopost. org )

1. Les renoncements : résultats généraux de l’enquête [ 6]

L’enquête IPSOS-Chronopost a interrogé les salariés sur leurs renoncements liés au manque de temps en distinguant plusieurs types d’occupation possibles. Les réponses obtenues indiquent qu’une très grande majorité des salariés interrogés (près de 81 %) déclarent devoir renoncer à l’une au moins des neuf occupations énoncées dans l’enquête (tableau 1). Ces renoncements sont un peu plus fréquents pour les femmes (83 %) que pour les hommes (79 %).

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Réponse à la question : Il vous arrive, par manque de temps, de renoncer à…

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Personnes interrogées : ensemble de...IMGIMF

La fréquence de ces renoncements diffère largement selon les activités concernées. Ainsi, les salariés renoncent le plus souvent aux activités personnelles (s’occuper de soi pour 50 % des salariés), sociales (voir des amis, sortir, s’amuser pour 47 % des salariés, ou participer à une vie associative, syndicale ou politique pour 48 % des salariés) ménagères (pour 40 % des salariés) ou administratives (faire des démarches auprès d’administrations, banque, poste, pour 44 %). Les renoncements sont beaucoup moins fréquents concernant le temps passé avec le conjoint (25 %) et encore moins pour s’occuper de leur(s) enfant(s) à la maison (14 %) ou passer du temps libre avec leur(s) enfant(s) (19 %). Une hiérarchie des renoncements se dégage ainsi clairement : les salariés renoncent plus facilement (ou moins difficilement) à s’occuper d’eux, ou aux activités sociales, ménagères ou administratives, moins facilement aux activités qui concernent leur couple, et difficilement à celles qui concernent leur(s) enfant(s).

Par ailleurs, les renoncements apparaissent assez sexués, les écarts constatés reflétant souvent la division du travail entre hommes et femmes. Ainsi, les femmes renoncent nettement plus souvent que les hommes aux activités personnelles ou sociales, ce qui signifie qu’elles portent plus que les hommes la charge des difficultés de conciliation. Le renoncement semble le même pour les activités ménagères ou administratives, mais ce résultat est trompeur : les hommes s’investissant moins souvent dans ces activités, une même fréquence apparente de renoncement y signifie une amplification du caractère sexué de la division du travail. Les hommes renoncent apparemment plus facilement que les femmes à passer du temps libre avec leur conjoint. Enfin, concernant le temps passé avec leur(s) enfant(s), les femmes renoncent un peu plus souvent aux activités récréatives (passer du temps libre avec eux) et les hommes un peu plus souvent aux activités domestiques (s’occuper d’eux). Ainsi, par leurs spécificités, les renoncements participent pleinement à renforcer la division sexuée du travail domestique au détriment des femmes.

Lorsque les activités sont regroupées en deux grandes catégories, vie professionnelle et vie personnelle, la nécessité d’arbitrer entre ces deux vies est deux fois moins souvent signalée (environ 40 % des salariés) que les renoncements évoqués plus haut. Ce résultat étonnant suggère que de nombreux salariés signalant un ou des renoncements (la moitié d’entre eux environ) acceptent comme un impératif de mener conjointement vies professionnelle et personnelle et n’ont pas l’impression de devoir arbitrer entre ces deux vies mais plus précisément entre diverses activités de la vie personnelle.

Parmi les salariés déclarant devoir arbitrer entre vies professionnelle et personnelle, une grosse moitié le fait en privilégiant la vie personnelle et une petite moitié au détriment de cette dernière (tableau 2). Les écarts entre hommes et femmes sont ici trop faibles pour paraître significatifs. Par contre, les jeunes salariés (moins de 35 ans) ont tout aussi fréquemment que les plus âgés l’impression de devoir arbitrer, mais ils privilégient alors plus souvent la vie personnelle (pour environ 27 % contre 22 %) qu’ils sacrifient moins fréquemment (14 % contre 18 %). Les salariés avec enfant(s) déclarent plus souvent devoir arbitrer (environ 45 % d’entre eux), et ils privilégient plus souvent la vie personnelle (environ 28 %), tout particulièrement en cas de présence d’enfant(s) de moins de quatre ans (36 % d’entre eux). Ces parents de jeune(s) enfant(s) acceptent d’ailleurs rarement (environ 8 % d’entre eux seulement) de résoudre les arbitrages aux dépens de la vie personnelle, qui semble largement recouvrir la vie familiale ( cf. Méda, 2004).

2
Réponses à la question : Vous avez l’impression d’être contraint d’arbitrer entre vies professionnelle et personnelle

Parmi les salariés ayant répondu devoir arbitrer entre vie professionnelle et vie familiale, et qui privilégient la vie personnelle, une très forte majorité (environ 60 %) le fait parce que leur vie personnelle et leur qualité de vie sont leur priorité, une forte proportion (20 %) pour des raisons financières, une faible proportion (10 %) parce que ce choix correspond au désir de leur conjoint, et une très faible proportion (6 %) parce qu’ils privilégient la carrière de leur conjoint (tableau 3). Ainsi, pour ces salariés qui privilégient leur vie personnelle, il s’agit le plus souvent du choix délibéré de donner la priorité à la vie privée. Ces réponses sont pour autant très sexuées : la priorité donnée à la vie personnelle est plus souvent invoquée par les hommes et les contraintes financières par les femmes. Sans surprise, la priorité donnée à la carrière du conjoint est plus souvent invoquée par les femmes et exceptionnellement par les hommes. Enfin, le désir du conjoint est plus souvent invoqué par les hommes, ce qui suggère qu’une proportion non négligeable d’hommes vivant en couple arbitrent en faveur de la vie privée, non pour des valeurs ou des impératifs qui leur sont propres, mais parce que leur conjointe leur demande de moins s’investir dans la vie professionnelle et de s’impliquer davantage dans leur vie familiale.

3
Raisons évoquées par les salariés ayant le sentiment d’être contraints d’arbitrer entre vies professionnelle et personnelle

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En % des salariés interrogés Popula...IMGIMF

Parmi les salariés qui arbitrent aux dépens de leur vie personnelle, une moitié le fait parce qu’ils se disent que cela arrive toujours dans une vie professionnelle, l’autre moitié pour des contraintes financières. Ici encore, les réponses sont très sexuées : les femmes invoquent plus souvent la contrainte financière, les hommes le fait que cela arrive toujours.

Il ressort de ces réponses que l’espace des choix apparaît très différent pour les hommes et les femmes. Il est davantage contraint (ou ressenti comme tel) par les dimensions financières et la prise en compte de la carrière du conjoint pour les femmes, et davantage librement choisi ou suggéré par la conjointe pour les hommes. Ici encore, les réponses obtenues sont cohérentes avec une division du travail domestique entre hommes et femmes, et des rôles sociaux très sexués. Ceci est confirmé par le fait qu’à une question demandant aux hommes et aux femmes si, lorsqu’ils ont eu un enfant, l’importance qu’ils accordaient au travail a diminué (ainsi que les horaires de travail), les femmes sont beaucoup plus nombreuses à répondre positivement que les hommes (même si un tiers des hommes néanmoins dit avoir diminué l’importance accordée au travail et avoir réduit ses horaires de travail, Méda, 2004).

Trois questions posées dans l’enquête IPSOS-Chronopost vont maintenant retenir particulièrement notre attention. Les deux premières concernent directement le renoncement à l’enfant, la troisième le sentiment selon lequel les enfants peuvent constituer un frein à l’activité professionnelle. L’énoncé précis de ces trois questions est le suivant :

— Selon vous, globalement, la façon dont votre vie professionnelle est organisée a-t-elle aujourd’hui une incidence très importante, plutôt importante, plutôt pas importante ou pas du tout importante ,

. Sur le nombre d’enfant que vous comptez avoir ?

. Sur le moment que vous avez choisi pour concevoir votre ou vos enfant(s) ?

— Diriez vous que le fait d’avoir des enfants est un frein (très important, plutôt important, plutôt pas important ou pas du tout important) à la poursuite de sa carrière professionnelle ?

Il apparaît que pour environ un salarié sur trois (environ 34 %), la façon dont la vie professionnelle est organisée a eu une influence sur le nombre d’enfant(s) envisagé (tableau 4). Pour une même proportion d’un salarié sur trois (33 %), elle a influencé le moment choisi pour concevoir leur(s) enfant(s). Dans les deux cas, cette influence à été très importante pour une petite moitié des salariés concernés (respectivement environ 14 % et 16 %), et plutôt importante pour une grosse moitié (19 % et 18 %). Ces proportions sont considérables, et illustrent bien à la fois l’importance de ces difficultés d’arbitrage et l’incidence non négligeable qu’elles peuvent avoir sur l’avenir de nos sociétés. Ce renoncement sur le nombre ou le moment d’avoir un (ou des) enfant(s) apparaît très sexué, les femmes étant nettement plus nombreuses que les hommes à le signaler.

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Réponses à la question : La façon dont votre vie professionnelle est organisée a-t-elle aujourd’hui une incidence ?

Ces renoncements ne semblent pas avoir de lien statistique avec le seul âge du salarié interrogé, ni avec le mode de détermination de ses horaires de travail (plus ou moins prescrits ou choisis) ou le fait de travailler le samedi ou le dimanche. Ils apparaissent par contre très liés à la catégorie sociale du salarié, que cette dernière soit mesurée par la catégorie professionnelle ou par le niveau de salaire mensuel. Ainsi, les difficultés d’arbitrages entre vie professionnelle et vie personnelle aboutissent à un renoncement en termes de nombre d’enfant(s) ou de moment de le(s) concevoir d’autant plus fréquent que le revenu mensuel net est faible.

Un peu moins de la moitié des salariés (45,1 %) considèrent qu’avoir des enfants est un frein très ou plutôt important à leur carrière professionnelle (tableau 5). Ce sentiment est très sexué, puisque la proportion est de 38,3 % pour les salariés hommes et de 52,7 % pour les salariées. Un tel écart, de près de 15 points, traduit sans nul doute l’asymétrie entre hommes et femmes des sacrifices professionnels induits par la présence d’enfant(s). Ce résultat, conforme à l’intuition, nous paraît important car il s’agit à notre connaissance de la première confirmation statistique de cet écart de sentiment. L’idée selon laquelle le fait d’avoir des enfants est un frein très ou plutôt important à l’activité professionnelle n’est pas plus fréquente chez les seuls salariés avec enfants que parmi l’ensemble des salariés. Cette opinion est un peu moins fréquente pour les cadres, ce qui pourrait être expliqué par la présence d’un effet revenu permettant de financer plus facilement des gardes externes baby-sitter par exemple, ou par une certaine inexpérience en ce domaine pour les jeunes salariés (ici âgés de 25 à 34 ans).

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Réponses à la question : Diriez vous que le fait d’avoir des enfants est un frein à la poursuite de sa carrière professionnelle ?…

Très logiquement, parmi les salariés considérant que le fait d’avoir des enfants peut être un frein à l’activité professionnelle, une majorité (51 % d’entre eux) signalent que la façon dont leur vie professionnelle est organisée les a amenés à renoncer à un (ou des) enfant(s) ( cf. tableau 6). Une proportion presque identique (52 %) signale que cela a influencé le moment d’avoir un (ou des) enfant(s). À l’opposé, parmi les salariés ne pensant pas que le fait d’avoir des enfants peut être un frein à l’activité professionnelle, une très forte majorité (respectivement 75 % et 78 %) signale que les difficultés d’arbitrage n’ont pas influencé le nombre (pour 75 %) de leur(s) enfant(s) ou le moment de le(s) concevoir (pour 78 %). Ces résultats témoignent avec force du fait que les difficultés de conciliation entre vies professionnelle et familiale aboutissent souvent à des arbitrages consistant soit à ne pas renoncer ou retarder la venue d’enfant(s), tout en sachant que ce choix aura un coût en termes de carrière professionnelle, soit au contraire à choisir de s’investir dans la vie professionnelle, en renonçant ou en retardant conséquemment la venue d’un (ou des) enfant(s).

6
Sentiment que les enfants peuvent constituer un frein à l’activité professionnelle et renoncements à l’enfant (nombre et moment)

Ces résultats généraux ont été obtenus par des tris croisés, et peuvent pour certains refléter des simultanéités sans réelle relation de cause à effet. En effet, les tris croisés ont pour principal défaut le fait de mêler les « effets propres » d’une dimension et les « reflets indirects » de l’influence d’autres variables. Aussi, l’approche « toutes choses égales par ailleurs » qui suit est utile pour approfondir l’analyse.

2. Une approche « toutes choses égales par ailleurs » des renoncements

2.1. L’analyse « caeteris paribus »

Les estimations ne visent pas à appréhender des comportements moyens et sont, pour cette raison, réalisées sur l’échantillon brut de l’enquête (hors redressement [ 7] ). L’estimation de modèles logistiques permet de caractériser la relation statistique, « toutes choses égales par ailleurs », entre de nombreuses variables et la variable d’intérêt qui est ici l’une des trois suivantes : le sentiment selon lequel l’organisation de la vie professionnelle a conduit à renoncer (1) ou à retarder (2) l’arrivée d’un enfant, ou bien le sentiment selon lequel le fait d’avoir un ou des enfants constitue un frein (3) à la carrière professionnelle [ 8] .

Le sentiment selon lequel la présence d’enfant est un frein à la carrière professionnelle est en effet considéré ici comme une variable expliquée spécifique. Ses facteurs explicatifs, dégagés par les estimations économétriques, sont proches de ceux des deux autres variables expliquées (renoncement à l’enfant et retardement). Des estimations préliminaires sur les variables de « renoncement à l’enfant » et de « retardement du moment de conception » ont d’ailleurs montré que la présence du « sentiment de frein dans la carrière » dans les régresseurs enlevait toute significativité aux autres dimensions explicatives. Ce premier résultat indique que le sentiment selon lequel l’organisation de la vie professionnelle a conduit à renoncer ou à retarder l’arrivée d’un enfant, ou bien que le fait d’avoir un ou des enfants est un frein à la carrière professionnelle, sont simultanés. Pour chacune des variables explicatives, les estimations ont été réalisées sur l’ensemble de la population salariée et sur le sous-ensemble de ceux ayant déjà au moins un enfant, afin de mieux caractériser cette sous-population ayant déjà pu concrètement rencontrer des difficultés de conciliation entre vies professionnelle et familiale.

Les variables explicatives retenues sont classées en trois ensembles regroupant :

Des variables d’état concernant le salarié : sexe et age, nombre d’enfant(s), catégorie professionnelle, niveau d’études, revenu mensuel… ;
Deux premières variables subjectives : le sentiment de manquer de temps ou d’argent et le degré d’implication dans le travail ;
Deux autres variables subjectives, traduisant déjà d’éventuelles difficultés de conciliation entre vies professionnelle et familiale. Il s’agit du sentiment d’adaptation des rythmes de vacances scolaires ou des horaires d’ouverture des établissements scolaires au rythme de vie.

Dans les estimations réalisées, pour chaque variable explicative, l’une des modalités est retenue comme référence à laquelle s’oppose l’autre (ou les autres). Pour les explicatives pouvant prendre diverses modalités (par exemple le niveau d’études), l’une des modalités extrêmes, généralement la plus faible (ici un diplôme inférieur au bac), est retenue comme référence à laquelle s’oppose chacune des autres modalités. Enfin, pour les variables pouvant être informées de façon continue (par exemple le revenu mensuel du ménage), diverses modalités regroupant des intervalles de réponses possibles ont été construites de façon empirique, la référence retenue étant également l’une des modalités extrêmes, généralement la plus faible.

Certaines variables explicatives initialement utilisées ont été écartées dans les estimations finalement retenues, soit par manque de significativité, soit pour minimiser les risques de redondances, de colinéarités mécaniques avec d’autres dimensions déjà présentes, et d’endogénéïté. Parmi celles-ci, nous pouvons citer le secteur d’activité, la taille de l’entreprise, la catégorie professionnelle du conjoint… ( cf. annexe I). Le commentaire qui suit est parfois volontairement prudent pour dégager l’effet de certaines variables explicatives pouvant être liées à d’autres. Un exemple en est les trois variables de revenu mensuel, de diplôme et de catégorie professionnelle, fortement corrélées et dont les effets doivent en conséquence être appréciés de façon prudente.

Par ailleurs, pour chacune des différentes options de traitement de la variable expliquée, les estimations logistiques ont été réalisées en ajoutant successivement chacun des cinq ensembles de variables explicatives présentés plus haut, afin de s’assurer de la robustesse des résultats obtenus vis-à-vis des relations éventuelles entre ces différents ensembles de variables explicatives. De fait, les cas de changements significatifs du coefficient d’une variable d’un ensemble lors de l’ajout d’un autre ensemble de variables sont rares et seront commentés. Les résultats obtenus apparaissent donc globalement robustes au nombre d’ensemble de variables explicatives.

Les premières estimations réalisées ont montré l’intérêt de croiser les variables d’âge et de sexe plutôt que les traiter de façon additive ( cf. annexe I). En effet, si les jeunes (de 15 à 30 ans) hommes et femmes semblent ne pas ressentir différemment l’influence de l’organisation de la vie professionnelle sur le moment d’avoir des enfants, il n’en va pas de même aux âges plus élevés, auxquels les femmes ont davantage ce sentiment. Ainsi, le sentiment du renoncement se décline différemment, simultanément et non séparément selon l’âge et le sexe.

Les résultats détaillés des diverses estimations réalisées sont présentés en annexe II, et résumés dans les tableaux 7a et 7b.

7a
Résultats résumés des estimations logistiques

IMGIMG
Incidence de la façon dont la vie p...IMGIMF

7b
Résultats résumés des estimations logistiques (suite)

2.2. Les principaux résultats obtenus

De nombreuses variables paraissent influencer le renoncement ou le sentiment que la présence d’enfant(s) pénalise la carrière professionnelle [ 9] . On ne commente ci-dessous que les principaux résultats obtenus, qui font apparaître des relations entre variables parfois différentes de la précédente approche par simples tris croisés :

Concernant l’âge et le sexe, les jeunes (hommes ou femmes) signalent plus fréquemment que les autres salariés une forte influence de l’organisation de la vie professionnelle sur le nombre d’enfant(s) qu’ils comptent avoir. Les femmes de 30 ans et plus signalent plus souvent que les hommes du même âge une forte influence de cette organisation sur le moment choisi pour avoir des enfants. Enfin, quel que soit leur âge, les femmes signalent plus fréquemment par rapport aux hommes que la présence d’enfant(s) est un frein à leur carrière professionnelle ;
Les salariés sans enfants signalent plus souvent que les autres une forte influence de l’organisation de la vie professionnelle sur le nombre des enfants souhaité. Mais l’organisation de la vie professionnelle n’influencerait pas le moment d’avoir des enfants, une fois prise la décision d’en avoir ou pas. Enfin, les salariés parents de plusieurs enfants signalent plus souvent que ceux n’en ayant qu’un que la présence d’enfants serait un frein à leur carrière professionnelle ;
L’effet qui peut être attendu de la position sociale sur chacune de nos trois variables d’intérêt est ambiguë parce que contradictoire. Des diplômes, une catégorie professionnelle et un revenu mensuel élevés vont souvent de pair avec des potentialités de carrière plus importantes, et donc sans doute avec des formes d’investissement professionnel souvent plus engagées, rendant difficile la conciliation entre vies professionnelle et familiale. Simultanément, un niveau de revenu plus élevé permet de faire appel à des aides rémunérées baby-sitter … facilitant cette conciliation [ 10] . Résultant de ces influences contradictoires, il apparaît que l’organisation de la vie professionnelle influencerait le nombre d’enfants que le salarié compte avoir, d’autant plus fréquemment que la catégorie professionnelle est élevée, mais d’autant moins fréquemment que le revenu mensuel est fort. Ce résultat est cohérent avec celui obtenu par Legendre, Lorgnet, Mahieu et Thibault (2004) à partir d’une première exploitation, avec des estimations de modèles logit, des réponses à l’enquête emploi de l’INSEE. Cette analyse en cours, qui ne retient encore que peu de facteurs explicatifs de la fécondité, aboutit à une influence en U de la durée des études, seul indicateur de la position sociale, sur la fécondité : la fécondité serait plus forte pour des femmes ayant des durées d’études faibles ou élevées que moyennes. Notre analyse enrichit le diagnostic en suggérant, via la prise en compte de divers indicateurs de position sociale, une explication de la complexité de cette relation ;
Les salariés ayant une faible visibilité dans la connaissance de leurs horaires de travail signalent plus souvent une forte influence de l’organisation de la vie professionnelle sur le moment choisi pour avoir des enfants, mais aussi que la présence d’enfant(s) serait un frein à la carrière professionnelle ;
Le sentiment de manque de temps et/ou d’argent, et une forte implication dans le travail amènent à signaler plus fréquemment le fait que l’organisation de la vie professionnelle influencerait le moment d’avoir des enfants ;
Parmi les salariés avec enfant(s), ceux qui signalent que l’organisation de la vie professionnelle influencerait le nombre ou le moment d’avoir des enfants, ou ceux qui signalent que la présence d’enfant(s) freinerait leur carrière professionnelle, auraient plus souvent que les autres le sentiment d’une inadaptation à leur mode de vie des rythmes de vacances ou des horaires d’ouverture des établissements scolaires.

3. Remarques conclusives

Les résultats auxquels aboutit la précédente analyse nous paraissent riches d’enseignements. Très rapidement, on les synthétise comme suit : les catégories qui renonceraient le plus fréquemment à l’enfant du fait de l’organisation de leur vie professionnelle, ou qui ressentiraient le plus fréquemment que les enfants sont un frein à la carrière professionnelle sont les jeunes, sans doute parce qu’ils sont confrontés au choix initial de leur type d’investissement, les femmes, sans doute parce que ce sont elles qui assument la plus grosse part des tâches domestiques et familiales, et les salariés sans enfant, sans doute du fait qu’ils sont nombreux à appréhender les difficultés de conciliation associées à la présence d’un enfant. Plus la catégorie professionnelle est élevée, et plus les salariés se déclarent concernés par ces difficultés, sans doute parce que les potentialités de carrière sont croissantes avec la catégorie professionnelle mais, simultanément, une forte contrainte financière semblerait apparaître, les salariés déclarant renoncer d’autant moins à l’enfant que leur revenu est élevé. Une plus grande visibilité des horaires de travail et un temps de travail choisi plutôt que contraint paraissent modérer les difficultés de conciliation et pourraient atténuer en conséquence les renoncements. Enfin, parmi les salariés avec enfant(s), ceux qui signalent que l’organisation de la vie professionnelle influencerait le nombre ou le moment d’avoir des enfants, ou ceux qui signalent que la présence d’enfant(s) freinerait leur carrière professionnelle, ont plus souvent que les autres le sentiment d’une inadaptation à leur mode de vie des rythmes de vacances ou des horaires d’ouverture des établissements scolaires.

Ces résultats, dont il faut rappeler, d’une part qu’ils ne reposent que sur un échantillon réduit, et d’autre part qu’ils sont tirés de questions peu nombreuses ne permettant pas de connaître précisément les raisons pour lesquelles les personnes ont décalé l’arrivée d’un enfant ou y ont renoncé, sont néanmoins susceptibles d’alimenter les réflexions sur le rôle que pourraient jouer les politiques publiques dans l’amélioration des modes de conciliation entre vies professionnelle et familiale.

On doit retenir en premier lieu le rôle de la contrainte financière dans le « choix » consistant à reculer l’arrivée d’un enfant, voire d’y renoncer. Ces résultats sont tout à fait concordants avec ceux de l’enquête de la Fondation de Dublin déjà mentionnée : le coût de l’enfant et les arbitrages financiers préalables à la décision d’avoir un enfant existent et les politiques publiques devraient prendre cette question en considération, notamment en faisant en sorte que le coût de l’enfant soit mieux pris en charge, pour les familles modestes. La question de la compatibilité des horaires de travail et des horaires de garde ou d’école apparaît également tout à fait importante et peut être une source de conflit. On a vu en introduction qu’une partie des femmes se retireraient du marché du travail en raison des difficultés concrètes de conciliation des horaires des parents et des enfants, le travail n’étant pas compatible avec les horaires scolaires ou préscolaires. L’enquête montre que par ailleurs, les difficultés de conciliation peuvent amener des travailleurs à décaler une naissance voire l’annuler, et qu’on se trouverait ainsi dans un cas d’arbitrage décrit par Blanchet et Pennec (1996) où le désir d’activité des femmes serait le plus fort. Il revient aux politiques publiques de rendre ces choix moins douloureux et de les faciliter en agissant à la fois sur le nombre de places ainsi que sur l’accessibilité financière des modes de garde, en tentant de rendre plus compatibles horaires de travail et rythmes scolaires, mais aussi en encourageant les entreprises à aménager leurs horaires de travail. Notre enquête met ainsi en évidence que le temps partiel choisi desserrerait les contraintes ressenties par les femmes, favorisant sans doute la conciliation entre travail et famille, même si de telles mesures ne sont pas nécessairement favorables à une meilleure égalité entre hommes et femmes dans la mesure où elles peuvent conforter certaines inégalités en matière de responsabilités et de salaires. Des travaux précédents (notamment Cette, Dromel et Méda, 2004) et cette même enquête IPSOS-Chronopost (Cette et Méda, 2004) avaient également montré que dans un certain nombre de cas (élevé), la RTT aurait amélioré la conciliation vie professionnelle-vie familiale, notamment pour les femmes travaillant à temps complet. Il est clair que la question du temps de travail et de son aménagement n’est pas qu’une question économique, mais aussi une question de société.

Annexe I

Les variables mobilisées dans l’analyse

Les variables mobilisées dans l’analyse proviennent toutes des réponses à l’enquête Institut Chronopost-Institut Ipsos 2003 (échantillon « Grand Public »). Dans la présente étude, nous avons ciblé notre attention sur la sous-population salariée, et parfois la sous-population salariée avec au moins un enfant.

La variable de renoncement à l’enfant, qui est la première variable expliquée intervenant dans les estimations logistiques, correspond aux réponses à la sous-question 2 de la question 31 du questionnaire :

« Selon-vous, globalement, la façon dont votre vie professionnelle est organisée, a-t-elle aujourd’hui une incidence…

très importante
plutôt importante
plutôt pas importante
pas importante du tout
(nsp)

… sur le nombre d’enfants que vous comptez avoir ?

La variable d’influence sur le moment de conception de l’enfant, seconde variable expliquée intervenant dans les estimations logistiques, correspond aux réponses à la sous-question 1 de la question 31 du questionnaire :

« Selon-vous, globalement, la façon dont votre vie professionnelle est organisée, a-t-elle aujourd’hui une incidence…

très importante
plutôt importante
plutôt pas importante
pas importante du tout
(nsp)

… sur le moment que vous avez choisi pour concevoir votre ou vos enfant(s) ?

Enfin, la variable de frein à la carrière professionnelle, dernière variable expliquée intervenant dans les estimations logistiques, correspond aux réponses à la question 30 du questionnaire :

« Diriez-vous que le fait d’avoir des enfants est un frein…

très important
assez important
pas vraiment important
pas important du tout
(nsp)

… dans la poursuite de sa carrière professionnelle ?

Les cinq modalités de réponse possibles, pour chacune des trois questions, se répartissent pour la sous-population salariée comme indiqué dans le tableau AI-1 de cette annexe I.

AI-1
Dénombrement des variables expliquées de l’analyse

IMGIMG
Variables expliquées Modalités Effe...IMGIMF

Parmi les très nombreuses questions posées par l’enquête, seules certaines (en nombre déjà important) ont été retenues pour constituer les variables explicatives de l’analyse.

Dans les estimations préliminaires, réalisées sur la perception par les salariés de l’incidence de la façon dont la vie professionnelle est organisée sur le nombre d’enfant(s) souhaité(s) (première variable expliquée), le sexe et l’âge étaient introduites comme variables distinctes dans la liste des variables explicatives. L’âge apparaissait comme une dimension explicative très significative, quelle que soit la taille de la couche de régresseurs (le nombre de variables explicatives dans le modèle), ce qui constitue un puissant indicateur de confiance pour la pertinence de ce facteur dans l’explication du phénomène étudié. Par rapport aux salariés de moins de 30 ans pris en référence, les salariés plus âgés se distinguent par une perception moins importante, toutes choses égales par ailleurs, de l’incidence du travail sur le nombre d’enfant(s) souhaité(s) (avec un effet non linéaire de type « convexe » : les salariés de 40 à 49 ans sembleraient ressentir cette incidence encore moins que ceux de 30 à 39 ans et que ceux de 50 ans et plus. Cependant le sexe, qui apparaissait comme significatif dans des modèles relativement frustes (avec peu de régresseurs), l’était beaucoup moins dès lors que la liste des variables d’état s’allongeait, et encore moins à l’introduction dans la régression de variables subjectives. Ainsi, globalement, les femmes et les hommes ne se distinguaient pas (toutes choses égales par ailleurs) par une perception différente de l’incidence du travail sur le nombre d’enfant(s) souhaité(s). Mais, le croisement de ces deux dimensions explicatives (sexe et âge) a permis d’affiner l’analyse et de dégager des facteurs statistiquement significatifs. Ainsi, en croisant le sexe et l’âge de l’individu salarié, il apparaît que par rapport aux hommes salariés de 30 à 39 ans pris comme référence (classe modale chez les salariés de sexe masculin), les hommes salariés plus jeunes et l’ensemble des femmes salariées (quel que soit leur âge) percevraient, toutes choses égales par ailleurs, une incidence plus importante du travail sur le nombre d’enfants souhaité et seraient donc potentiellement plus contraints au renoncement à l’enfant. Ce résultat, conforme à l’intuition, est cohérent avec certaines analyses précédemment publiées. Signalons aussi que le fait de croiser les deux dimensions explicatives « age » et « sexe » ne modifie que très marginalement les coefficients (et leur significativité) des modalités des autres variables (ce qui est assez rassurant en termes de stabilité et de convergence des estimations).

Hormis ce croisement, le choix des autres dimensions explicatives et de leurs modalités a été effectué sur la base de standards usuels (pour les variables d’état par exemple), des enseignements de précédentes analyses ( cf. références bibliographiques), de la qualité des résultats obtenus (pour choisir parfois entre des variables redondantes, par exemple), et d’effectifs en nombre suffisant dans chaque modalité. En effet, certaines dimensions explicatives disponibles grâce à l’enquête et présentes dans les estimations préliminaires ont été progressivement écartées, soit par manque de significativité, soit pour minimiser les risques de redondances, de colinéarités mécaniques avec d’autres dimensions déjà présentes, et d’endogénéïté. Parmi celles-ci, nous pouvons citer le secteur d’activité, la taille de l’entreprise, la catégorie professionnelle du conjoint, la présence d’un enfant de moins de douze ans, la durée du travail, l’impression d’être contraint d’arbitrer entre vie professionnelle et vie personnelle, le renoncement par manque de temps à passer du temps libre avec les enfants, le sentiment d’être dominé par le temps ou de le maîtriser, l’influence de l’arrivée d’un ou des enfant(s) sur le souhait d’exercer une activité professionnelle, sur l’importance accordée au travail, sur les horaires et le temps consacré au travail, l’adaptation à son mode de vie des horaires d’ouverture des crèches etc.

La taille des sous-échantillons auxquels nous nous sommes intéressés (salariés, salariés avec au moins un enfant) ne permettait pas d’introduire trop de dimensions explicatives dans les modèles, sous peine de nuire à la qualité des estimations, ce qui fut une incitation supplémentaire à faire preuve de parcimonie dans le choix des régresseurs.

De plus, il est important de préciser que les estimations ont été faites sur des sous-échantillons desquels nous avons ôté les individus ayant répondu « NSP » à la question représentée par la variable expliquée, afin de ne pas perturber le caractère « ordonné » des logits polytomique. En effet, la gradation dans les modalités de réponse « pas importante du tout » — « plutôt pas importante » — « plutôt importante » — « très importante » est pertinente pour un le traitement de la question par un logit polytomique ordonné ( cf. l’Annexe II pour une présentation détaillée de ce type de modèle). Il aurait par exemple été hardi de concevoir la modalité « NSP » comme le « degré zéro » de l’importance.

La liste des dimensions explicatives retenues dans les modèles logits concernant l’incidence de la vie professionnelle sur le nombre d’enfants souhaité(s) a été conservée pour l’étude des deux autres variables expliquées (incidence de la vie professionnelle sur le moment de conception de(s) enfant(s) et assimilation du fait d’avoir des enfants à un frein dans la poursuite de la carrière professionnelle). Enfin, bien que les résultats des trois séries d’estimations soient présentés de manière conjointe, notons qu’il faut toutefois se garder d’effectuer des comparaisons entre les coefficients estimés.

Le tableau AI-2 fournit un dénombrement des diverses modalités de réponses aux questions constituant les variables explicatives de l’analyse.

AI-2a
Dénombrement des variables explicatives de l’analyse

IMGIMG
Dimensions explicatives Variables e...IMGIMF

AI-2b
Dénombrement des variables explicatives de l’analyse (suite)

Annexe II

Les estimations logistiques

On présente successivement le principe des estimations logistiques [ 11] , puis les résultats détaillés des estimations dont les résultats sont commentés.

L’économétrie des variables qualitatives, et notamment les modèles Logit ou Probit, nous permettent d’isoler l’effet propre d’un facteur (e.g. le nombre d’enfant(s) du salarié) sur une caractéristique (e.g l’incidence de la façon dont la vie professionnelle est organisée sur le nombre d’enfant que l’on compte avoir). C’est la raison pour laquelle les résultats issus de tels modèles sont à commenter caeteris paribus (« toutes choses égales par ailleurs »).

Le modèle polytomique ordonné est ici mobilisé car la variable à expliquer peut prendre plus de deux modalités, ces dernières étant ordonnées de façon explicite. Dans notre étude, les variables expliquées peuvent prendre quatre modalités : pas importante du tout, plutôt pas importante, plutôt importante et très importante. Lors de l’étude d’un modèle logit polytomique, il est important de savoir s’il est de bon aloi de le considérer comme « ordonné », ou s’il est préférable de l’appréhender comme un modèle logit multinomial non ordonné. Le test de l’hypothèse d’égalité des pentes (« Score test for the proportional odds assumption ») donne une valeur, qui grâce à un test du Chi-deux, permet de répondre à cette question. Si la probabilité que cette statistique soit supérieure à la valeur du Chi-deux est inférieure à 5 %, nous pouvons considérer que le modèle polytomique est ordonné, avec un risque d’erreur de 5 %. Dans le cadre de notre étude, l’approche polytomique ordonnée est bel et bien justifiée pour tous les modèles eu égard aux bons résultats issus du test.

Les dimensions explicatives sont représentées par les modalités de différentes variables. Chacune de ces modalités est introduite sous forme dichotomique. Une modalité de référence doit être choisie pour chaque variable explicative de façon à éviter le problème de colinéarité avec la constante du modèle. Le choix de la modalité (ou situation) de référence est « libre ». La seule chose à éviter est de choisir une situation de référence d’effectif trop faible car le risque est alors de détériorer la précision des estimations. Ici nous avons choisi des modalités de référence extrêmes, de façon à avoir le maximum de coefficients significativement non nuls, tout en respectant la remarque précédente.

Les coefficients du modèle sont estimés par la méthode de Maximum de Vraisemblance. Compte tenue de ce qui vient d’être dit, l’interprétation du coefficient estimé d’un facteur explicatif doit être faite « toutes choses étant égales » sur les autres facteurs et par rapport aux facteurs de référence. La P-value, qui correspond au test de Wald de nullité du coefficient estimé, représente la probabilité de se « tromper ». Par « tromper » on comprend le fait d’affirmer qu’un facteur explicatif aurait une influence sur la variable expliquée alors que dans la réalité l’influence serait nulle. Plus cette probabilité est faible et plus il serait légitime d’affirmer que le facteur aurait une influence sur le caractère étudié. Pour un seuil de risque fixé, on parle alors d’ influence significative au seuil choisi. Dans les tableaux d’estimation, seuls les coefficients significatifs au seuil de 20 % ont été reportés, les significativités plus précises étant indiquées par des *.

Le sens de l’influence d’une variable explicative sur la variable expliquée est représenté par le signe du coefficient estimé : lorsque celui-ci est positif l’influence est positive et l’inverse dans le cas contraire.

Deux indicateurs du bon ajustement du modèle et de sa capacité prédictive sont également représentés dans les tableaux qui suivent. Il s’agit respectivement de la P-value correspondant au test LR (« Likelyhood Ratio » pour Rapport de Vraisemblance) de nullité de l’ensemble des coefficients estimés (hormis la constante) et de la concordance qui représente l’association entre la valeur prédite pour la variable expliquée et sa vraie valeur dans l’échantillon (plus la concordance est proche de 1 et plus le pouvoir explicatif du modèle est important). Parallèlement, deux autres indicateurs du bon ajustement du modèle ont été présentés. Ils testent aussi la nullité globale des coefficients estimés (P-values de Score et de Wald), afin de corroborer l’information donnée par la P-value LR. Plus les valeurs de ces trois P-values seront faibles, plus le pouvoir explicatif du modèle sera élevé. Lorsque cette valeur dépasse un certain seuil (5 % ou 10 % selon le degré d’exigence que l’on s’est fixé), on pourra admettre que le modèle est mal spécifié.

Bien que les modèles estimés présentent une concordance correcte, il est certain que des facteurs explicatifs pertinents manquent. Certains facteurs explicatifs sont également pris en compte de façon limitée.

Une vérification limitée de la robustesse des résultats des estimations a été faite en s’assurant qu’ils étaient assez stables lorsque la liste des variables explicative est modifiée. Cette vérification a confirmé la forte robustesse des résultats obtenus. Cependant, il va de soi que les résultats ici présentés doivent être considérés avec la prudence d’usage : ils seront davantage confortés par une confrontation avec un plus grand nombre d’analyses non encore disponibles sur ce thème.

Les tableaux AII qui suivent présentent respectivement les résultats détaillés des analyses polytomiques distinguant l’incidence de la façon dont la vie professionnelle est organisée sur le nombre d’enfants que l’on compte avoir (tableau AII-1), l’incidence de la façon dont la vie professionnelle est organisée sur le moment ayant été choisi pour concevoir son (ou ses) enfant(s) (tableau AII-2), et enfin le sentiment qu’avoir des enfants est un frein pour la carrière (tableau AII-3).

AII-1a
Incidence de la façon dont la vie professionnelle est organisée sur le nombre d’enfant que l’on compte avoir. Résultats des estimations logistiques du modèle polytomique ordonné

IMGIMG
Ensemble des salariés ayant répondu...IMGIMF

AII-1b
(suite)

AII-1c
(suite)

AII-1d
(suite)

AII-1e
(suite)

AII-1f
(suite et fin)

AII-2a
Incidence de la façon dont la vie professionnelle est organisée sur le moment ayant été choisi pour concevoir son ou ses enfant(s)*. Résultats des estimations logistiques du modèle polytomique ordonné

IMGIMG
Salariés avec enfant(s) ayant répon...IMGIMF

AII-2b
(suite)

AII-2c
(suite)

AII-2d
(suite)

AII-2e
(suite)

AII-2f
(suite et fin)

AII-3a
Sentiment qu’avoir des enfants est un frein dans la poursuite de la carrière. Résultats des estimations logistiques du modèle polytomique ordonné

AII-3b
(suite)

AII-3c
(suite)

AII-3d
(suite)

AII-3e
(suite)

AII-3f
(suite et fin)

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NOTES

[ *]

gilbert. cette@ banque-france. fr ; dromel@ ehess. univ-mrs. fr ; dominique. meda@ dares. travail. gouv. fr

[ 1]

Ainsi, le taux de fertilité des femmes s’élevait en 2001 à 1,24 en Espagne, 1,32 en Grèce et 1,24 en Italie alors qu’il s’élevait à 1,46 en moyenne dans l’ensemble de l’Union européenne (source : Banque mondiale). La même année, le taux d’activité des femmes âgées de 15 à 64 ans s’élevait respectivement, dans ces trois pays, à 51,6 %, 48,8 % et 47,3 %, contre une moyenne de 60,3 % dans l’ensemble de l’Union européenne (source : OCDE, Perspectives de l’Emploi).

[ 2]

Aux États-Unis en 2001, le taux de fertilité des femmes s’élevait à 2,12 et le taux d’activité des femmes âgées de 15 à 64 ans s’élevait à 70,4 % (sources : cf. précédente note).

[ 3]

Sur tous ces aspects voir Milewski (2004) et Périvier (2004).

[ 4]

Cette analyse de Laroque et Salanié (2003) présente par ailleurs une revue de littérature très complète sur le sujet.

[ 5]

Sur cette question du partage des tâches domestiques, cf. par exemple Chenu et Herpin (2002), Chenu (2003) ou Milewski (2004).

[ 6]

On résume dans cette partie Cette (2004).

[ 7]

Lollivier, Marpsat et Verger (1996, p. 49) soulignent d’ailleurs que « lorsque les poids sont peu dispersés, les résultats des régressions pondérées et non-pondérées au niveau des coefficients sont peu différents et le choix est donc de peu d’importance ».

[ 8]

L’annexe II fournit quelques indications résumées concernant les principes généraux des estimations logistiques.

[ 9]

Rigoureusement, l’analyse réalisée permet de caractériser une relation statistique « toutes choses égales par ailleurs » entre diverses variables et la variable expliquée considérée. Par commodité, on écrit par la suite indifféremment que le sentiment du renoncement ou d’une pénalisation de la carrière est plus fort ou plus fréquent, ou à l’inverse qu’il est plus faible ou moins fréquent, pour telle(s) ou telle(s) modalité(s) d’une variable explicative.

[ 10]

Voir par exemple sur ce sujet Flipo et Olier (1996) ou Flipo et Sédillot (2000).

[ 11]

Pour plus de développements, cf . Lollivier, Marpsat et Verger (1996) dont on s’inspire dans cette présentation très résumée.