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I.N.E.D
I.S.B.N.sans
200 pages
p. 485 à 518
doi: en cours
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Politiques familiales et politiques publiques dans les pays à faible fécondité
Volume 57 2002/3
Fécondité, calendrier des naissances et milieu social en France et en Grande-Bretagne
Politiques sociales et polarisation socioprofessionnelle
Olivia Ekert-Jaffé Olivia Ekert-Jaffé, Institut national d’études démographiques, 133 bd Davout, 75980 Paris Cedex 20, France, tél. : 33 0(1) 56 06 21 27, fax : 33 0(1) 56 06 21 99 Heather Joshi Kevin Lynch Rémi Mougin Michael Rendall [*]
La comparaison de l’agrandissement des familles et du calendrier des naissances entre la France et la Grande-Bretagne renvoie à l’influence de la politique familiale et des conditions économiques sur les comportements démographiques. Cet article s’appuie sur des données issues du Longitudinal Study pour l’Angleterre et le pays de Galles et de l’échantillon démographique permanent (EDP) pour la France, qui relient les bulletins de naissance aux recensements réalisés sur les périodes 1971-1991 et 1968-1990 respectivement. Sur la période étudiée, qui va des années 1970 aux années 1990, en Grande-Bretagne, l’intervention de l’État est réduite au minimum alors que la France a mis en place une politique de la famille généreuse. Parallèlement, la polarisation sociale des comportements de fécondité est plus forte en Angleterre et au pays de Galles, et les différences de fécondité entre les femmes qui quittent le marché du travail et celles qui continuent à travailler sont importantes. En France, les différences sociales ne s’observent que pour les troisièmes naissances, même s’il existe déjà une relation entre les probabilités d’agrandissement de rang deux et la sortie du marché du travail. De plus, la quasi-totalité des femmes cadres mariées deviennent mères, ce qui n’est pas le cas pour un quart de leurs homologues anglaises. Outre-Manche, la fécondité des inactives et des catégories les moins qualifiées est plus élevée pour tous les rangs de naissance. En France, la politique familiale tend à augmenter les troisièmes naissances également pour ces catégories.
La comparaison des femmes nées dans les années 1950 et 1960 montre que le retard du mariage et de la fécondité, sensible dans les deux pays, a été plus marqué en France. Pour les femmes mariées, les changements sont cependant peu importants. Toutes choses égales par ailleurs, les différences entre catégories s’estompent en France, ce qui n’est pas le cas en Angleterre et au pays de Galles. Las comparaciones de la ampliación de la familia y del calendario de nacimientos en Francia y en Gran Bretaña pasan por un análisis de la influencia de las políticas familiares y de las condiciones económicas sobre los comportamientos demográficos. Este artículo se basa en los datos del Longitudinal Study llevado a cabo en Inglaterra y Gales y del Échantillon Démographique Permanent para Francia; estas fuentes permiten unir las partidas de nacimiento a los resultados de los censos realizados entre 1971 y 1991 y entre 1968 y 1990 respectivamente. Durante el periodo estudiado, que va de los años setenta a los noventa, la intervención del Estado se redujo a niveles mínimos en Gran Bretaña, mientras que Francia puso en práctica una política familiar generosa. Al mismo tiempo, en Inglaterra y Gales se observa una mayor polarización social de los comportamientos de fecundidad, y las diferencias de fecundidad entre las mujeres que abandonan el mercado de trabajo y las que siguen trabajando son importantes. En Francia, las diferencias sociales únicamente se observan a partir de los terceros nacimientos, aunque existe una relación entre la probabilidad de nacimientos de segundo rango y el abandono del mercado de trabajo. Además, casi la totalidad de las mujeres cuadros superiores casadas francesas, pero sólo tres cuartas partes de las inglesas, tienen hijos. En Gran Bretaña, la fecundidad de las mujeres inactivas y de las activas en las categorías menos cualificadas es más elevada para nacimientos de cualquier rango. En Francia, la política familiar también tiende a fomentar los terceros nacimientos en estas categorías.
Una comparación entre las mujeres nacidas en los años cincuenta y las nacidas en los sesenta muestra que el retraso del matrimonio y la fecundidad, sensible en ambos países, ha sido más marcado en Francia. No obstante, entre las mujeres casadas, los cambios son de poca importancia. En igualdad de condiciones, las diferencias entre categorías desaparecen en Francia, pero se mantienen en Inglaterra y el país de Gales.
La comparaison des femmes nées dans les années 1950 et 1960 montre que le retard du mariage et de la fécondité, sensible dans les deux pays, a été plus marqué en France. Pour les femmes mariées, les changements sont cependant peu importants. Toutes choses égales par ailleurs, les différences entre catégories s’estompent en France, ce qui n’est pas le cas en Angleterre et au pays de Galles. Las comparaciones de la ampliación de la familia y del calendario de nacimientos en Francia y en Gran Bretaña pasan por un análisis de la influencia de las políticas familiares y de las condiciones económicas sobre los comportamientos demográficos. Este artículo se basa en los datos del Longitudinal Study llevado a cabo en Inglaterra y Gales y del Échantillon Démographique Permanent para Francia; estas fuentes permiten unir las partidas de nacimiento a los resultados de los censos realizados entre 1971 y 1991 y entre 1968 y 1990 respectivamente. Durante el periodo estudiado, que va de los años setenta a los noventa, la intervención del Estado se redujo a niveles mínimos en Gran Bretaña, mientras que Francia puso en práctica una política familiar generosa. Al mismo tiempo, en Inglaterra y Gales se observa una mayor polarización social de los comportamientos de fecundidad, y las diferencias de fecundidad entre las mujeres que abandonan el mercado de trabajo y las que siguen trabajando son importantes. En Francia, las diferencias sociales únicamente se observan a partir de los terceros nacimientos, aunque existe una relación entre la probabilidad de nacimientos de segundo rango y el abandono del mercado de trabajo. Además, casi la totalidad de las mujeres cuadros superiores casadas francesas, pero sólo tres cuartas partes de las inglesas, tienen hijos. En Gran Bretaña, la fecundidad de las mujeres inactivas y de las activas en las categorías menos cualificadas es más elevada para nacimientos de cualquier rango. En Francia, la política familiar también tiende a fomentar los terceros nacimientos en estas categorías.
Una comparación entre las mujeres nacidas en los años cincuenta y las nacidas en los sesenta muestra que el retraso del matrimonio y la fecundidad, sensible en ambos países, ha sido más marcado en Francia. No obstante, entre las mujeres casadas, los cambios son de poca importancia. En igualdad de condiciones, las diferencias entre categorías desaparecen en Francia, pero se mantienen en Inglaterra y el país de Gales.
Fait souvent mentionné dans la littérature, les fécondités convergent en Grande-Bretagne et en France dans des environnements socio-économiques contrastés (Calot, Girard et Leridon, 1976 ; Ekert-Jaffé, 1990 ; Hantrais, 1997). Depuis bientôt vingt ans, les indices synthétiques de fécondité sont très proches dans les deux pays (Craig, 1992 ; Lelièvre, 1994 ; Coleman, 1996). Ils évoluent autour de 1,8 enfant par femme et comptent parmi les plus élevés des pays de l’Union européenne. Les autres tendances démographiques sont remarquablement similaires : par exemple, l’âge au mariage comme la fécondité hors mariage et l’infécondité n’ont cessé de s’accroître depuis 1970. Pourtant, la conception du rôle de l’État, l’organisation sociale, la politique familiale et la place des femmes divergent profondément dans les deux pays. D’un côté, la Grande-Bretagne constitue le prototype du libéralisme en Europe, l’intervention de l’État y ayant été réduite au minimum (Esping-Andersen, 1996 et 1999). De l’autre, la France, berceau de la politique de prestations familiales à caractère nataliste dans un pays démocratique, est classée parmi les pays à forte ingérence de l’État familialiste dans le système social (Kaufmann, 1997). Les prestations y sont particulièrement élevées pour les familles de trois enfants ainsi que pour les jeunes enfants, et une réelle politique d’aide en matière de garde d’enfants vise à concilier maternité et vie professionnelle.
Dans ces conditions, un comportement démographique similaire dans les deux pays traduirait le peu d’influence des politiques familiales sur la fécondité. Cependant, la similitude des indices conjoncturels globaux cache des différences profondes à des niveaux plus fins. Par exemple, Lelièvre (1994) souligne les divergences dans les premières phases de la constitution de la famille. En Grande-Bretagne, l’importance des naissances, le plus souvent hors mariage, parmi les femmes qui n’ont pas encore 20 ans est unique en Europe. La cohabitation y est souvent le fait de femmes jeunes, peu scolarisées, issues de milieux défavorisés (Lelièvre et Kiernan, 1995). En France au contraire, elle est principalement le fait de femmes plus instruites, ayant une position sociale supérieure à celle de leur conjoint (Ekert et Sofer, 1991). La répartition des familles selon le nombre d’enfants est aussi très différente dans les deux pays. Comme pour l’ensemble du continent, les familles de deux enfants dominent en France, alors qu’au Royaume-Uni, la plus grande dispersion du calendrier des naissances (Chandola, Coleman et Hiorns, 1999) est associée à une plus grande dispersion des descendances (Coleman, 1996 ; Lelièvre, 1994 ; Pearce, Cantisani et Laihonen, 1999). Ainsi, il y a plus de femmes sans enfant et plus de familles nombreuses en Grande-Bretagne qu’en France. Enfin, la fécondité diffère selon la catégorie sociale des hommes (Munoz-Pérez, 1987).
Le propos de notre étude est de poursuivre cette analyse en comparant la fécondité par rang de naissance selon l’âge et les caractéristiques socio-économiques des femmes ainsi que celles de leur conjoint éventuel dans les deux pays. Nous tenterons de mettre en évidence les effets éventuels de la politique familiale. Nous rappellerons comment, selon la théorie économique, cette politique familiale devrait contribuer, en France, à atténuer les disparités entre catégories sociales. Nous chercherons alors :
- si la fécondité et son calendrier sont aussi profondément liés à des facteurs socio-économiques dans les deux pays ;
- si une plus grande polarisation sociale, en Grande-Bretagne, peut expliquer une plus grande dispersion des naissances au cours du cycle de vie ;
- comment a évolué l’influence des caractéristiques socio-économiques sur la fécondité pour les cohortes les plus récentes.
Pour mener à bien cette étude, nous exploitons des données longitudinales similaires. Dans les deux pays, les bulletins de naissance ont été reliés aux données des trois recensements effectués entre 1968 et 1991, ce qui a permis de constituer une base importante. En France, il s’agit de l’échantillon démographique permanent (EDP) qui comprend 0,5 % de la population (Insee, 1995) ; Outre-Manche, la Longitudinal Study (LS) suit 1 % de la population (Hattersley et Creeser, 1995). Ces deux bases sont exploitées conjointement pour la première fois dans le but d’étudier la dimension sociale de la fécondité. Pour ce faire, nous avons constitué une nomenclature commune. L’analyse s’appuiera d’abord sur les situations socioprofessionnelles aux recensements de 1990 pour la France et de 1991 pour l’Angleterre et le pays de Galles. Ces années sont en effet les seules où la catégorie sociale et le niveau de diplôme des conjoints sont connus pour l’ensemble de l’échantillon dans les deux pays.
Nous comparerons l’agrandissement des familles et le calendrier des naissances par rang (tableau 1) en France et en Angleterre-Galles
[1] selon différentes caractéristiques : le statut matrimonial, la catégorie socioprofessionnelle des femmes et celle de leur conjoint éventuel. Nous étudierons d’abord des cohortes de femmes nées dans les années 1950, observées jusqu’aux âges de 39-44 ans
[2]. Nous chercherons ensuite à apprécier les changements intervenus dans les années 1980-1990, en mettant en regard l’observation de cette cohorte et l’histoire des femmes nées dix ans plus tard en limitant alors l’observation jusqu’aux âges de 29-34 ans
[3].
Tableau 1
Âges moyens à la première, deuxième et troisième naissance et proportion de femmes ayant un, deux ou trois enfants ou plus pour 3 générations de femmes âgées respectivement de 40-44 ans, 35-39 ans et 30-34 ans en 1995 en France et en 1998 en Angleterre et au Pays de Galles
Dans la première partie, consacrée à la politique familiale et à son effet théorique sur la fécondité, nous évoquerons d’abord les différences majeures dans les politiques des deux pays. Puis nous présenterons le point de vue des économistes sur l’influence du revenu de chacun des conjoints sur la fécondité et nous verrons comment la politique familiale peut modifier le calendrier de la fécondité et induire des stratégies spécifiques d’espacement des naissances.
La deuxième partie décrira l’environnement social dans les deux pays : nous présenterons les différences constatées dans la classification des métiers, des qualifications et des positions hiérarchiques avant d’étudier les différences d’évolution de la structure sociale en dix ans, pour l’ensemble des cohortes.
La troisième partie exposera la méthode d’analyse (l’estimation d’un même modèle logistique décrivant la probabilité de donner naissance à un enfant chaque année, en fonction des caractéristiques de la femme et de son conjoint éventuel) et les résultats obtenus.
I. Les politiques familiales et leurs effets sur la fécondité
1. Des politiques familiales différentes
Dans le pays de Beveridge
[4], et malgré ses idéaux d’universalité, l’aide publique se concentre sur les plus pauvres et vise à maintenir leur niveau de vie au seuil de pauvreté. Les retraites et les prestations universelles ne dépassent pas ce seuil ; les congés de maternité durent 18 semaines
[5], mais ne sont indemnisés qu’à concurrence de 45 % du salaire (Gauthier, 1996, p. 174). L’« État social » britannique est ainsi conforme au modèle libéral de Esping-Andersen (1996 et 1999). Dans ce modèle, les hommes sont pourvoyeurs de ressources et les femmes se consacrent au travail domestique (Sainsbury, 1999). L’État s’interdit d’intervenir dans la vie des couples (Gauthier, 1996) et, même si elles représentent une part importante du budget social, les aides à la famille sont modestes pour chaque enfant
[6]. Jusqu’à la fin des années 1990, la garde des enfants relève principalement du domaine privé des couples. Il n’y a pas ou peu de crèches, l’aide de l’État est réduite au minimum, et le système scolaire public ne prend en charge les enfants qu’à partir de 5 ans durant 6 heures par jour. Quand les enfants sont scolarisés à 3 ou 4 ans, c’est souvent 3 heures par jour seulement. Dans ces conditions, les mères de jeunes enfants sont généralement contraintes de travailler à temps partiel, pour des salaires horaires souvent inférieurs aux minima recommandés par l’Union européenne (Fouquin, Jean et Sztulman, 2000). Dans ce système, seules les femmes cadres peuvent financer la garde de leurs enfants et conserver ainsi un emploi à plein temps (Joshi et Davies, 1992 ; Rake, 2000).
Au contraire de la Grande-Bretagne, la France est considérée comme le prototype d’un pays mettant en œuvre une politique nataliste (Ekert-Jaffé, 1986) qui procède plutôt d’une vision bismarckienne. Les sociologues la classent dans la catégorie des pays conservateurs avec ceux de l’Europe continentale (Esping-Andersen, 1996 et 1999). Très diversifiée, l’aide aux familles (Ekert-Jaffé, 2001) comprend 15 allocations qui accompagnent toutes les étapes de la vie familiale : prime de déménagement, allocation de rentrée scolaire, allocation pour jeune enfant, aides au logement, etc. Elle se concentre cependant sur les familles de trois enfants ou plus et/ou celles qui ont de jeunes enfants à charge
[7]. À partir des années 1990, les prestations ont été étendues pour les individus et les familles pauvres (allocation logement sociale et RMI). Concernant l’activité féminine (Ekert, 1983), le système, qui favorisait franchement les femmes au foyer jusqu’en 1974
[8], a assuré la neutralité des prestations en 1983
[9]. Le congé de maternité ne dure que 16 semaines mais l’indemnisation, égale à 84 % du salaire, est beaucoup plus importante qu’au Royaume-Uni, ce qui rend le système français presque deux fois plus généreux que le système anglais. De plus, ce congé est porté à 26 semaines à partir du troisième enfant. À la fin des années 1980 et dans les années 1990, l’accent a été mis sur la subvention des différents modes de garde d’enfant (Fagnani, 1998) : garde par la mère, qui peut interrompre sa vie professionnelle contre un peu moins de la moitié du salaire minimum
[10], garde à domicile ou chez une nourrice
[11], toutes ces dépenses donnant lieu à des réductions d’impôt sur le revenu. Parallèlement, les institutions publiques sont intervenues pour doubler le nombre de places de crèches en dix ans, de 1984 à 1994. Les crèches accueillent maintenant 16 % des enfants gardés, tandis que l’école maternelle prend en charge la totalité des enfants de 3 ans et 40 % des enfants de 2 ans. Pour des motifs très différents – le but étant d’encourager la fécondité chez les femmes actives plutôt que d’inciter les mères à rester sur le marché du travail – la France a ainsi en commun avec les pays nordiques une politique volontariste, visant à concilier la maternité et la poursuite d’une activité professionnelle.
Par ailleurs, une quasi-égalité des droits des enfants naturels et légitimes est associée à une forte proportion de naissances hors mariage dans les deux pays. Cependant, en Grande-Bretagne, les parents se séparent plus souvent et forment des familles monoparentales. Qu’elles aient vécu ou non en couple antérieurement, les mères seules britanniques sont pour la plupart en marge du marché du travail. Au début des années 1990, les deux tiers d’entre elles percevaient l’Income Support
[12]. En France au contraire, les femmes vivant seules avec leurs enfants – moins nombreuses – ont majoritairement un emploi ; 17 % d’entre elles, soit une sur six, se situent en dessous du seuil de pauvreté.
2. Politique familiale et fécondité par catégorie sociale selon la théorie économique
Lorsque le diplôme ou la catégorie sociale des conjoints s’élève, leur revenu (potentiel) d’activité croît. La théorie économique met en avant trois mécanismes pour expliquer l’impact du revenu sur la fécondité (Becker, 1981 ; Cigno et Ermisch, 1988).
Coût en temps ou contrainte budgétaire ?
Lorsque le salaire féminin augmente, le prix du temps augmente également. Ainsi, pendant qu’elle s’occupe de son enfant, une femme ne peut valoriser son temps pour gagner de l’argent sur le marché du travail, et la perte est d’autant plus importante que son salaire est élevé (la majeure partie du coût en temps de l’enfant étant supportée par les femmes). Par un effet de substitution, on observe une baisse de la fécondité d’autant plus grande que l’enfant est plus coûteux. Cet effet est donc plus fort pour les femmes appartenant à des catégories socioprofessionnelles élevées. Par ailleurs, les femmes poursuivant une carrière pourraient choisir de limiter leur fécondité pour mieux se consacrer à leur vie professionnelle. En aidant les femmes à concilier vie familiale et vie professionnelle, la politique familiale française tend à minimiser ces deux effets : l’État compense (en partie) la perte en temps et minimise la baisse de fécondité induite par l’activité féminine pour toutes les femmes, et plus particulièrement pour les cadres (Ermisch, 1989).
Mais un salaire élevé a aussi pour conséquence de desserrer les contraintes budgétaires qui limitent le nombre d’enfants de la famille : c’est l’effet revenu. Pour les femmes, cet effet est en général compensé par l’effet de substitution ; pour les hommes, c’est l’effet revenu qui domine et la fécondité augmente avec la progression dans l’échelle sociale. En contribuant à réduire le coût monétaire de l’enfant en plus grande proportion pour les catégories modestes, la politique familiale française amoindrit les différences de fécondité liées aux revenus masculins.
L’effet « quantité » versus « qualité »
Lorsque la catégorie sociale s’élève, les couples souhaitent que leurs enfants fassent des études plus longues afin de leur assurer la meilleure position sociale possible, quitte à en limiter le nombre (Becker et Lewis, 1973). Cela explique que les classes moyennes ont moins d’enfants que les ouvriers. En revanche, les catégories les plus aisées ont suffisamment de moyens pour ne pas limiter le nombre de leurs enfants. Dans les années 1980, des études empiriques ont ainsi montré que 80 % des familles de cadres scolarisaient leurs enfants jusqu’à 20 ans et plus, et que seule une minorité d’enfants d’ouvriers poursuivaient des études jusqu’à cet âge tandis que la durée de scolarisation dans les catégories intermédiaires dépendait de manière cruciale de la dimension de la famille (Ekert, 1982). Ces trois effets combinés produiraient la traditionnelle courbe en « U » (Calot et Deville, 1971) ou en « J » (Desplanques, 1985, 1994) de la fécondité selon la catégorie socioprofessionnelle des hommes.
Le calendrier des naissances
Enfin, pour ce qui est du calendrier des naissances, la stratégie des femmes anglaises qui doivent interrompre leur activité professionnelle est de rapprocher les naissances pour réduire la durée d’absence du marché du travail et les pertes financières (Ní Bhrolcháin, 1987). Si elles sont cadres, elles attendront de consolider leur position et d’engranger les hausses de salaires du début de carrière (Abowd, Kramarz et al., 2000 ; Murphy et Welch, 1990) avant de devenir mères. Au contraire, les femmes qui combinent activité à temps plein et maternité peuvent maintenir un intervalle plus important entre les naissances et évitent ainsi de devoir s’occuper de plusieurs enfants en bas âge en plus de leur travail à temps plein. Les calendriers des naissances devraient donc être plus concentrés en Angleterre qu’en France (Cigno et Ermisch, 1988).
II. L’environnement socio-économique
1. Une nomenclature commune
L’environnement socio-économique est très différent en Grande-Bretagne et en France. Dans les années 1970, l’âge de fin d’études est beaucoup plus précoce au Royaume-Uni, surtout pour les femmes. Les jeunes entrent plus tôt sur le marché du travail et deviennent plus souvent cadres par le jeu des promotions, lesquelles sont obtenues surtout par les hommes. L’examen détaillé de la classification des métiers dans les groupes sociaux (Elias, 1997 ; Insee, 1995 ; Desrosières et Thévenot, 2000) et de la composition de ces catégories suivant les diplômes obtenus met en évidence la distance du contenu de ces groupes dans les deux pays. Celle-ci concerne surtout les cadres et les professions intermédiaires. En Grande-Bretagne, les managers sont quelquefois chefs de rayon ou bien infirmiers chefs. Dans ces conditions, il a été impossible de distinguer rigoureusement les cadres des professions intermédiaires d’après la définition que l’on entend en France. Nous avons donc reconstitué une nomenclature commune aux deux pays en distinguant quatre grandes catégories sociales à partir de la classification détaillée à trois chiffres des professions et en tenant compte des niveaux de diplômes (voir Rendall et al., 2001, pour les détails de cette construction)
[13].
Les hommes sont regroupés en indépendants, cadres, employés et ouvriers en accord avec les définitions de la nomenclature française. On opère une distinction parmi les cadres selon qu’ils possèdent un diplôme supérieur ou non. Pour les femmes, nous avons d’abord distingué des professions qui, de par le taux de féminisation et/ou les conditions de travail, sont souvent plus compatibles avec les charges familiales, suivant en cela Rose et O’Reilly (1997). Ainsi, parmi les catégories les plus diplômées, les enseignantes ont des horaires leur permettant de garder elles-mêmes leurs enfants (scolarisés), et les professions de santé disposent parfois de crèches à l’hôpital. À un niveau de qualification moindre, les secrétaires et autres employées de bureau ont plus souvent des conditions de travail compatibles avec la maternité (temps partiel et horaires choisis par exemple). Parmi les autres actives, les emplois qualifiés (cadres, professions intermédiaires et indépendantes) ont été distingués de la catégorie des ouvrières et employées de commerce. Enfin, les femmes inactives lors du recensement n’ont pas pu être reclassées selon leur profession antérieure, à cause de la mauvaise qualité voire de l’absence de ce renseignement dans le recensement français ; elles forment donc une catégorie à part.
La présence de cette catégorie hétérogène introduit des biais dans nos estimations puisque la fécondité des femmes inactives aurait dû être affectée par leurs catégories sociales d’origine. Pour en estimer l’incidence dans la comparaison France-Angleterre, nous avons cherché à savoir qui sont ces femmes sans emploi (en termes de diplôme, catégorie sociale d’origine, catégorie sociale du conjoint éventuel) et si elles sont différentes dans les deux pays. La mobilité sociale mesurée entre les recensements des années 1980 et ceux des années 1990 indique de quelles catégories d’actives proviennent les inactives en 1990-1991. En France, elles représentent alors 21,5 % de l’échantillon, et celles qui travaillaient auparavant étaient majoritairement ouvrières ou employées. En Angleterre, les inactives constituent près de 35 % de l’échantillon, dont la moitié étaient déjà dans cette catégorie en 1981. Les autres se répartissent à peu près conformément à la structure de la population active en 1981, avec proportionnellement beaucoup moins de cadres et d’enseignantes et plus d’ouvrières que la moyenne
[14]. Au demeurant, les autres caractéristiques des inactives sont voisines dans les deux pays. Elles sont proches des ouvrières et employées de commerce, mais sont plus instruites en moyenne. Relativement aux autres catégories, elles sont plus diplômées en Angleterre
[15] et y sont plus souvent sans conjoint. Dans les deux pays, 40 % des inactives vivent en couple avec un ouvrier et 32 % avec un cadre. Au total, la présence de cette catégorie, qui semblait très liée à la fécondité et à la position dans le cycle de vie, ne devrait pas trop modifier les comparaisons.
Par ailleurs, l’absence de question sur les diplômes de l’enseignement secondaire dans le recensement anglais nous a conduit à ne distinguer que les diplômes supérieurs (bac + 1 ou + 2, et bac + 3 ou plus) de l’ensemble des autres diplômes. Nous combinerons diplôme supérieur et catégorie sociale pour distinguer les cadres avec bac + 3 ou + 4, les cadres avec bac + 1 ou + 2 et ceux qui n’ont pas de diplôme supérieur ; la même distinction sera opérée pour les enseignantes et professions de la santé.
2. L’évolution de la structure sociale en France et en Angleterre : comparaison de trois cohortes de femmes
Le tableau 2 compare la répartition par catégorie socioprofessionnelle de trois cohortes de femmes aux recensements de 1990 pour la France et de 1991 pour l’Angleterre
[16]. Les femmes françaises de la cohorte 1 (générations 1952-1956, âgées de 34-38 ans en 1990) appartiennent plus souvent à des catégories qualifiées que leurs homologues anglaises
[17]. Les écarts se modifient au fil des générations, mais pour interpréter ce fait, il faut tenir compte de trois effets simultanés qui gouvernent l’évolution de ces proportions :
- le calendrier des naissances influe sur la proportion d’inactives ; or, la génération intermédiaire (cohorte 2) est dans sa période de pleine fécondité ;
- les promotions dans le statut de cadre dépendent de l’expérience professionnelle et sont donc moins fréquentes pour les plus jeunes (Chenu, 1998) ;
- les générations les plus jeunes sont souvent plus instruites et plus investies dans la sphère professionnelle, ce qui compense en partie leur manque d’expérience. En France, il faut aussi tenir compte du chômage des jeunes qui retarde l’insertion des cadres de la dernière cohorte, âgées de 24 à 28 ans en 1990 (Ekert-Jaffé et Solaz, 2001). En Angleterre, le chemin qui conduit du diplôme à l’emploi est beaucoup plus linéaire pour la génération la plus récente (moins d’interruptions et davantage de cadres parmi les femmes diplômées).
Tableau 2
Répartition par catégorie socioprofessionnelle de trois cohortes de femmes aux recensements de 1982 et 1990 en France et aux recensements de 1981 et 1991 en Angleterre et au pays de Galles (en %)
Le premier effet est plus intense en Angleterre où la proportion de femmes inactives est une fois et demie plus élevée qu’en France (38 % contre 23 %) dans la cohorte 2
[18]. Il peut être lié à l’âge des enfants de cette génération, plus jeunes en moyenne en Grande-Bretagne au moment du recensement, et concerne surtout les catégories les moins qualifiées, parmi lesquelles la proportion d’actives baisse de 3,6 points (de 23,4 % à 19,8 %). L’effet des promotions est plus apparent en France, où la proportion de cadres et d’enseignantes diminue au fil des générations, les femmes jeunes étant plus massivement employées ou ouvrières
[19]. Le retard des maternités (Beaumel, Kerjosse et Toulemon, 1999) et l’augmentation de l’activité féminine parmi les mères contribuent par ailleurs à la montée de la part des femmes actives les moins qualifiées au détriment de celle des inactives dans la dernière cohorte. En Angleterre, les deux autres effets combinés – moins d’inactives, plus d’effet de génération – modèrent l’ampleur de cette augmentation de la part des femmes les moins qualifiées. Cependant, les promotions ont la même importance dans les deux pays : parmi les cadres de la première cohorte en 1990-1991, 30 % étaient employées de bureau et 10 % ouvrières au début des années 1980
[20]. Enfin, l’effet de génération joue principalement en Angleterre où l’augmentation de la proportion des cadres dans les cohortes les plus récentes est spectaculaire, alors qu’en France, une partie des jeunes diplômées n’ayant jamais travaillé sont classées dans la catégorie des inactives.
3. Vie en couple, état matrimonial et catégorie sociale des conjoints
Un autre facteur qui influence la fécondité est la situation matrimoniale des femmes. La grande majorité des femmes de la cohorte 1 sont mariées et vivent avec leur premier conjoint en 1990-1991 : c’est le cas de 70 % des femmes en France contre 62,6 % en Angleterre (tableau 3). Cette proportion diminue pour les cohortes plus récentes en raison de leur âge, mais aussi et surtout à cause du retard au mariage, voire du non-mariage
[21]. Les plus jeunes sont majoritairement célibataires et elles vivent plus souvent en couple en France qu’en Angleterre (Lelièvre, 1994)
[22]. Les femmes séparées, divorcées ou veuves forment une petite minorité qui diminue dans les cohortes les plus jeunes, tout en restant plus nombreuse en Angleterre. En France, elles représentent 11,5 % des femmes de la première cohorte en 1990, contre 15,4 % en Angleterre en 1991.
Tableau 3
Statut matrimonial et vie en couple de trois cohortes de femmes aux recensements de 1982 et 1990 en France et aux recensements de 1981 et 1991 en Angleterre et au pays de Galles (en %)
Malgré des modes de saisie légèrement différents, les catégories socioprofessionnelles des conjoints, mariés ou non, sont assez proches dans les deux pays
[23] : un tiers d’ouvriers, un tiers de cadres, environ 15 % d’indépendants et 7 % à 8 % d’employés pour la cohorte 1 (plus 7 % à 8 % de conjoints absents ou autres). Les femmes de la deuxième cohorte sont aussi un tiers à être – ou avoir été – en couple avec des ouvriers, mais la proportion des conjointes de cadres diminue au profit des conjointes d’employés et des femmes n’ayant pas eu de conjoint. Une partie de cette diminution vient de ce que ces conjoints, plus jeunes, n’ont pas encore bénéficié de promotions.
III. Les résultats du modèle : quelle influence de la politique familiale et du chômage ?
L’histoire féconde des femmes françaises nées de 1952 à 1956 (cohorte 1) est connue jusqu’en 1995, aux âges de 39-43 ans. En Angleterre, les générations nées entre 1954 et 1958 sont observées jusqu’en 1998, aux âges de 40-44 ans. Nous analyserons d’abord la constitution de leurs familles puis nous chercherons ensuite à apprécier les changements intervenus dans les années 1980-1990, en mettant en regard l’observation de la première cohorte jusqu’en 1986-1988 et l’histoire des générations nées dix ans plus tard jusqu’aux mêmes âges de fin d’observation, soit 30-34 ans.
Pour distinguer les effets de descendance finale des effets purs de calendrier, nous avons recouru à des modèles logistiques pour analyser, d’une part, les probabilités d’agrandissement de rang 1, 2 et 3 et, d’autre part, les risques annuels de naissance aux divers rangs
[24].
Par construction, les taux bruts de fécondité sont sous-estimés dans ces panels, puisque certaines naissances n’ont pas pu être rattachées à leurs mères. En outre, ce sous-enregistrement peut entraîner des erreurs sur le rang de naissance : dans le cas où le premier enfant n’est pas rattaché à sa mère, le deuxième sera considéré comme étant le premier enfant. Il en résulte que, relativement aux premières naissances, les naissances des rangs supérieurs sont davantage sous-estimées (cf. annexe). Nous avons comparé nos résultats (tableau 1, cohortes 1952-1956 et 1954-1958) à ceux produits par Pearce, Cantisani et Laihonen (1999) et par Smallwood (2002) pour la cohorte 1955 suivie jusqu’à 45 ans. En France, d’après ces deux dernières sources, 92 % des femmes ont au moins un enfant, 72 % en ont au moins deux et 33 % ont au moins trois enfants (à comparer à nos résultats de 87,9 %, 66,6 % et 28,1 % dans le tableau 1). En Grande-Bretagne, les mêmes proportions atteignent respectivement 85 %, 72 % et 30 % (cf. nos résultats de 82,7 %, 65,2 % et 25,1 %). Une petite part de cette sous-estimation vient de ce que nos cohortes ne sont pas toutes observées jusqu’à 45 ans. C’est pourquoi cette étude s’inscrit dans une perspective de comparaison de l’influence des variables socio-économiques et ne concerne pas les taux bruts. Les résultats suivants présentent l’influence des variables successives « toutes choses égales par ailleurs ». Il s’agit de simulations où l’on suppose qu’une seule variable à la fois exerce son influence (situation matrimoniale, catégorie sociale, etc.). Les probabilités d’agrandissement estimées reflètent la valeur du coefficient correspondant dans la régression. Elles dépendent de la répartition des femmes par catégories sociales et matrimoniales (cf. tableaux 2 et 3). En particulier, il faut avoir à l’esprit la grande proportion d’inactives en Angleterre, qui avoisine 41 % (contre 27 % en France) pour les femmes soumises au risque d’une troisième naissance.
1. Constitution de la famille et situation matrimoniale des femmes nées dans les années 1950
L’effet de la situation matrimoniale sur la fécondité est largement significatif. Deux constatations majeures s’imposent. Tout d’abord, malgré l’importance des naissances hors mariage dans les deux pays (constatées à partir des statistiques d’état civil), le célibat reste une entrave à la fécondité (tableau 4, A). Les coefficients négatifs des paramètres du modèle correspondant se traduisent par des probabilités d’agrandissement peu élevées pour les célibataires en couple relativement aux couples mariés, et beaucoup plus faibles en Angleterre (48 % contre 83,3 % pour le rang 1) qu’en France (80 % contre 94,5 %). Le handicap relatif est le plus important pour les femmes n’ayant pas vécu en couple jusqu’en 1990. Ensuite, pour les femmes ayant déjà vécu une rupture d’union (séparées, divorcées ou veuves en 1990-1991), la descendance dépend surtout de la situation matrimoniale de fait : celles vivant en couple (mariées ou non) n’ont pas moins souvent d’enfant que leurs consœurs mariées à cette date. Bien plus, les mères de deux enfants qui sont en couple pour la deuxième fois (au moins) ont plus de chances que la moyenne d’avoir eu un troisième enfant avant 40-44 ans. Ce résultat peut s’interpréter de deux manières : soit les mères de familles nombreuses ayant vécu une séparation cherchent (et parviennent) à former un nouveau couple, soit, plus probablement, les familles recomposées cherchent à avoir un enfant commun, ce qui augmente leur fécondité. Cette association est plus forte en France qu’en Angleterre, où l’absence de constitution d’un couple (marié comme non marié) en 1990 exerce une plus forte influence négative sur la probabilité d’avoir un troisième enfant.
Tableau 4
Probabilités d’agrandissement de rang 1, 2 et 3 parmi les femmes de la cohorte 1 (nées au milieu des années 1950) observées jusqu’en 1995 en France et jusqu’en 1998 en Angleterre et au pays de Galles, selon le statut matrimonial et la PCS des femmes en 1990-1991, et la PCS de leur conjoint éventuel (probabilités estimées d’après un modèle de régression logistique)
2. L’influence de la position sociale
Les catégories sociales et les premières naissances
Les Françaises et les Anglaises débutent leur vie féconde à des moments différents comme en témoignent les profils des risques annuels d’avoir un premier enfant au cours du cycle de vie selon le diplôme supérieur, et « toutes choses égales par ailleurs » (figure 1 et tableau 5). Parmi les femmes non diplômées du supérieur, ce profil est plus plat en Angleterre : un peu plus de naissances avant 18 ans, un plateau entre 25 et 29 ans autour de 8 % et un risque non négligeable jusqu’à plus de 35 ans. En France, ce risque présente un pic beaucoup plus net, autour de 17 % vers 26 ans et, à partir de cet âge jusqu’à 35 ans, le risque d’avoir un premier enfant reste plus élevé qu’en Angleterre. Les diplômées de l’enseignement supérieur retardent la naissance de leurs enfants, et ce, curieusement, dans les mêmes proportions dans les deux pays. La figure 1 fait apparaître un trend assez proche (trend appréhendé par le décalage des courbes). Cependant, la conséquence de ce retard sur la descendance finale est très différente : la proportion de femmes qui deviennent mères d’un premier enfant reste beaucoup plus élevée en France, où ce retard reste un pur effet de calendrier
[25], tandis qu’en Angleterre, celui-ci se traduit par une infécondité accrue. Par exemple, toutes choses étant égales par ailleurs, une femme cadre sur quatre titulaire d’un diplôme de niveau bac + 3 reste sans enfant en Angleterre (tableau 4, C et figure 2). Ainsi, il semble exister une certaine incompatibilité entre travail qualifié et maternité dans ce pays où les chances d’être mère diminuent lorsque le niveau de diplôme augmente. En France, la politique d’aide à la garde des enfants permet aux femmes diplômées d’être mères plus tôt qu’en Angleterre. Outre-Manche, on note également que les enseignantes et les infirmières, qui ont souvent des horaires de travail plus souples ou qui disposent de crèches à l’hôpital, deviennent plus souvent mères que les employées de bureau (88 % contre 83 %) et presque autant que les ouvrières (92 %). Conséquence d’une plus grande compatibilité ou bien d’un désir d’enfant plus fort qui pousse à choisir ces secteurs d’activités, ceux-ci concentrent les femmes diplômées qui ont la descendance finale la plus forte. Enfin, dans les deux pays, ni le diplôme du conjoint ni sa catégorie sociale n’ont d’influence significative sur les premières naissances
[26].
Figure 1
Risque annuel de donner naissance à un premier enfant parmi les femmes des générations 1952-1956 en France et 1954-1958 en Angleterre et au Pays de Galles, selon la PCS
Note : résultats du modèle de régression logistique toutes choses égales par ailleurs.
Sources : pour la France : Insee, échantillon démographique permanent (EDP) ; pour l’Angleterre et le pays de Galles : ONS, Longitudinal Study.
Figure 2
Probabilité d’agrandissement de rang 1 et 2 parmi les femmes des générations 1952-1956 observées jusqu’en 1995 en France et les générations 1954-1958 observées jusqu’en 1998 en Angleterre et au pays de Galles, selon la PCS
Note : résultats du modèle de régression logistique toutes choses égales par ailleurs. Les flèches signalent des différences significatives au seuil de 5 % entre les deux pays pour la probabilité d’agrandissement de rang 2.
Sources : pour la France : Insee, échantillon démographique permanent (EDP) ; pour l’Angleterre et le pays de Galles : ONS, Longitudinal Study.
Les catégories sociales et les secondes naissances
Concernant les secondes naissances (figure 2 et tableau 4), l’influence des diplômes des femmes va en s’atténuant. Néanmoins, leurs effets sont toujours significatifs, alors même que les femmes soumises au risque d’avoir un second enfant sont déjà sélectionnées par le choix d’une première maternité. En France par exemple, les cadres diplômées ou employées ont moins souvent un deuxième enfant que les enseignantes et infirmières et que les ouvrières (71 % à 73 % des premières contre 87 % et 76 % des secondes respectivement). Cet effet est encore plus marqué en Angleterre où seules les deux tiers (65 %) des cadres ayant un diplôme de niveau bac + 1 ou 2 ont un deuxième enfant. Au contraire, dans ce pays, la probabilité d’agrandissement de rang 2 chez les ouvrières (et les enseignantes et infirmières non diplômées du supérieur) est particulièrement forte (81 %). Est-ce parce que, pour ces dernières, la perte induite par une interruption d’activité ou un travail à temps partiel est moins forte que pour les femmes plus qualifiées ? En tout cas, si les mères anglaises donnent plus souvent naissance à un deuxième enfant, c’est surtout le fait du comportement des ouvrières et de la plus grande proportion de femmes inactives.
Dans ces conditions, l’influence du revenu de l’homme sur la fécondité, mesurée par la position sociale du conjoint, s’avère importante
[27] (tableau 4, B). Dans les deux pays, être en couple avec un cadre ayant un diplôme de niveau bac + 3 augmente la probabilité d’avoir un deuxième enfant (81,4 % contre 75,6 % en Angleterre lorsque le conjoint est employé). À cet égard, les indépendants anglais et les exploitants agricoles français sont assimilables aux cadres supérieurs. L’écart avec les catégories plus modestes est plus fort en France.
L’intervalle entre les naissances (figure 3 et tableau 5), plus court en Angleterre, traduit la stratégie de femmes qui doivent rapprocher les naissances pour diminuer la période d’interruption de leur activité
[28]. En France, le calendrier de la fécondité varie davantage selon le diplôme ; les femmes qui ont attendu la fin de leurs études pour accéder à la maternité ont leurs enfants successifs à un rythme plus rapide.
Figure 3
Risque annuel de donner naissance à un second enfant parmi les femmes des générations 1952-1956 en France et 1954-1958 en Angleterre et au Pays de Galles, selon la PCS
Note : résultats du modèle de régression logistique toutes choses égales par ailleurs.
Sources : pour la France : Insee, échantillon démographique permanent (EDP) ; pour l’Angleterre et le pays de Galles : ONS, Longitudinal Study.
Les catégories sociales et les troisièmes naissances
L’influence de la politique familiale apparaît clairement en France sur les naissances de rang 3 (Ekert-Jaffé et Maugüé, 1992). Les probabilités d’agrandissement de rang 3 sont beaucoup plus fortes qu’en Angleterre dans presque toutes les catégories socioprofessionnelles (figure 4). C’est le cas pour les employées de bureau (28 % contre 22 %), les ouvrières et les inactives
[29] (63 % contre 41 %), pour lesquelles l’allocation parentale d’éducation représente une part significative de leur rémunération. Ensuite, pour les enseignantes et les infirmières, ainsi que pour les cadres très diplômées (44 % ont un troisième enfant contre 23 %), ce résultat s’explique par un effet revenu positif : des salaires élevés et une politique d’aide à la garde des enfants à domicile qui permet de réduire le coût marginal du troisième enfant. L’influence de la politique familiale s’observe aussi sur les calendriers des naissances (figure 5 et tableau 5). En France, au-delà du bac, plus les femmes sont diplômées, plus elles rapprochent leurs maternités successives. À l’inverse, en Angleterre, la position sociale de la femme n’est presque pas associée à l’occurrence d’une troisième naissance et a très peu d’effet sur son calendrier. Pour l’ensemble des actives (enseignantes exceptées), la proportion de femmes ayant trois enfants reste sensiblement égale à celle des Françaises les moins fécondes, les employées
[30].
Figure 4
Probabilité d’agrandissement de rang 3 parmi les femmes des générations 1952-1956 observées jusqu’en 1995 en France et les générations 1954-1958 observées jusqu’en 1998 en Angleterre et au pays de Galles, selon la PCS
Note : résultats du modèle de régression logistique toutes choses égales par ailleurs.
Sources : pour la France : Insee, échantillon démographique permanent (EDP) ; pour l’Angleterre et le pays de Galles : ONS, Longitudinal Study.
Figure 5
Risque annuel de donner naissance à un troisième enfant parmi les femmes des générations 1952-1956 en France et 1954-1958 en Angleterre et au Pays de Galles, selon la PCS
Note : résultats du modèle de régression logistique toutes choses égales par ailleurs.
Sources : pour la France : Insee, échantillon démographique permanent (EDP) ; pour l’Angleterre et le pays de Galles : ONS, Longitudinal Study.
Tableau 5
Risque annuel de naissance de rang 1, 2 et 3 parmi les femmes de la cohorte 1 (nées au milieu des années 1950) observées jusqu’en 1995 en France et jusqu’en 1998 en Angleterre et au Pays de Galles selon le calendrier des naissances, le statut matrimonial et la PCS des femmes en 1990-1991, et la PCS de leur conjoint éventuel (coefficients du modèle de régression logistique)
Enseignante ou profession de la santé Bac + 3 ou plus –6,3669 0,5467** 0,9731* –6,9720 0,2224 0,5590 Enseignante ou profession de la santé Bac + 1 ou + 2 –6,1521 0,4638** 0,7033** –6,6452 0,1555 0,3461 Enseignante ou profession de la santé sans diplôme supérieur –0,0445 0,5095** 0,3349 0,3742** 0,0724 0,3994 Ouvrière ou employée avec un diplôme supérieur –6,4033 0,1242 0,2394 –7,1507 0,0407 0,4157 Employée de bureau – Ouvrière ou employée de commerce 0,2198 0,0726 0,2316 0,5711** 0,0342 0,2002 Inactive 0,3281 0,5820** 0,9901** 0,4882** 0,2361 0,7507 Inactive avec un diplôme supérieur –6,2426 0,1627 0,4189 –7,0253 0,1520 0,3843 D – PCS du conjoint éventuel Cadre avec Bac + 3 ou plus –0,1282 0,2982 0,0394 –0,0117 0,2974 0,2347 Cadre avec Bac + 1 ou 2 –0,0856 0,1469 –0,0751 –0,0289 –0,00360 –0,1464 Cadre sans diplôme supérieur –0,0229 –0,0990 –0,2187 0,0510 0,0367* –0,0538 Indépendant 0,1461 –0,0434 –0,1872 0,2070 –0,00133 0,0945 Agriculteur 0,1370 0,3598 0,2757 0,2000 0,2076 0,3223** Employé – Ouvrier 0,1699 0,0143 0,0916 0,1694 –0,0294 –0,00775 Autre 0,0727 –0,1217 0,2144 0,4588** –0,1951 0,3360 E – Interaction entre âge à la première naissance et diplôme de la femme Âge × Bac + 1 ou + 2 0,2396 – 0,2688 – Âge × Bac + 3 ou plus 0,2213 – 0,2456 – Âge2 × Bac + 1 ou + 2 –0,00530** – –0,0207 – Âge2 × Bac + 3 ou plus 0,0115 – 0,00295 – Âge3 × Bac + 1 ou + 2 –0,00008 – 0,000529** – Âge3 × Bac + 3 ou plus –0,00088 – –0,00058 – ** Influence de la variable significativement supérieure dans le pays au seuil de 5 % (effet des interactions dans un modèle global France-Angleterre) ; * influence significativement supérieure au seuil de 10 %. En gras : significativement différent de la catégorie de référence (en italique) au seuil de 5 %. Les probabilités figurant dans chaque partie du tableau (B C ou D) sont calculées en utilisant les catégories de référence des autres parties du tableau. Lecture : toutes choses égales par ailleurs, du fait du coefficient positif qui leur est associé (0,5842 et 0,2853), les femmes françaises et anglaises cadres ou indépendantes avec un diplôme de niveau bac + 3 ou plus ont plus rapidement un deuxième enfant que les employées de bureau et cette avance est significativement plus forte en France qu’en Angleterre (au seuil de 10 % signalé par *). Sources : pour la France : Insee, échantillon démographique permanent (EDP) ; pour l’Angleterre et le pays de Galles : ONS, Longitudinal Study.
Malgré ces environnements différents, il n’y a pas de différences notables selon la catégorie socioprofessionnelle du conjoint (tableau 4). Dans les deux pays, le dilemme quantité versus qualité des enfants se traduit par une courbe en « U » selon la catégorie sociale du conjoint. Mais l’identité des catégories les plus fécondes diverge. Ainsi, en France, les femmes en couple avec un cadre non diplômé du supérieur ont deux fois moins de chances d’avoir un troisième enfant que les conjointes d’employé. En Angleterre, on observe plutôt une grande propension des femmes d’indépendants et d’ouvriers à avoir un troisième enfant. En termes d’interprétation économique, on retrouve la courbe en « U » caractéristique de l’effet revenu. Mais contrairement aux prédictions de la théorie sur l’influence des prestations familiales, cet effet ne semble pas plus fort en Angleterre.
3. L’évolution en dix ans : l’influence du chômage et de la prolongation des études ?
Pour les générations nées dix ans plus tard (cohorte 3), le fait le plus marquant est le retard du mariage et de la fécondité, et ce en Angleterre comme en France (tableaux 1 et 3). En Angleterre, par exemple, seules 36 % des femmes nées dans les années 1960 sont mariées aux âges de 23-27 ans
[31], contre plus de 60 % aux mêmes âges pour les générations nées dix ans plus tôt. Ce chiffre de 36 % reste inférieur au total de 60 % même si l’on y ajoute les 18 % de femmes qui ont formé une union consensuelle. De plus, dans les générations nées dans les années 1960, seules 67 % sont déjà mères lorsque l’on cesse de les observer à l’âge de 30-34 ans, contre 72 % à ces âges pour les générations nées dix ans plus tôt. Pour la France, le recul est encore plus fort : la proportion de mères s’élève à 72 % contre 82 % pour les générations aînées. Il pourrait s’agir d’un effet de calendrier, si le retard était rattrapé dans les années à venir (Toulemon et Mazuy, 2001).
Un autre changement notable entre les deux cohortes concerne la diminution de la part des inactives et la croissance de la proportion de femmes cadres et ouvrières (tableau 2). La proportion d’inactives a baissé de 42,0 % à 32,6 % en Angleterre et de 28 % à 20,0 % en France. La part des ouvrières a davantage augmenté en France (de 19,5 à 28 %) tandis que celle des cadres s’est le plus accrue en Angleterre (de 8,0 à 15,5 %). Comme nous l’avons déjà constaté, le chômage des jeunes en France a retardé l’insertion des cadres dans la dernière cohorte, mais on doit aussi tenir compte de la différence d’âge (24 à 28 ans pour la cohorte 3 et 26 à 30 ans pour la cohorte 1).
Pour étudier la relation entre la position sociale des conjoints et les probabilités d’agrandissement (tableau 6), nous prenons comme référence les femmes mariées lors du recensement
[32]. Elles constituent un groupe ayant des enfants un peu moins tard que les autres et plus fécond que la moyenne. Elles représentent 54 % des femmes anglaises et 62 % des femmes françaises de la cohorte 3. Parmi ces femmes, 82 % des Anglaises et 89 % des Françaises sont mères en fin d’observation. Paradoxalement, ces chiffres sont en baisse pour la France mais en hausse pour l’Angleterre lorsqu’on les compare à ceux des générations nées dix ans plus tôt
[33].
Nous examinons tout d’abord l’influence du statut matrimonial sur les probabilités d’agrandissement par rang. En premier lieu, pour les générations les plus récentes, ne pas avoir été mariée entre 24 et 28 ans en France n’a pas les mêmes conséquences négatives qu’en Angleterre. Cette constatation est liée au recul plus fort en France qu’en Angleterre de l’effet du statut matrimonial (tableau 6). De plus, les unions cohabitantes se sont généralisées en France et sont de plus en plus fécondes. Il apparaît que si la probabilité de devenir mère reste moins forte pour les femmes non mariées que pour les femmes mariées, elle est pratiquement égale
[34] à celle des femmes anglaises mariées
[35]. Au total, pour les naissances de rang 1, la baisse de la part des femmes devenues mères résulte d’abord d’un effet de structure : il y a plus d’unions cohabitantes et de femmes seules.
Tableau 6
Probabilités d’agrandissement de rang 1 et 2 parmi les femmes des cohortes 1 et 3 (nées à 10 ans d’intervalle), observées jusqu’à 30-34 ans en France et en Angleterre et au Pays de Galles selon le statut matrimonial et la PCS des femmes en 1981-1982, et celle de leur conjoint éventuel (probabilités estimées d’après un modèle de régression logistique)
L’influence du diplôme et de la position sociale des femmes
En France comme en Angleterre, l’effet du diplôme (bac et diplôme supérieur) reste important, toutes choses égales par ailleurs. En dix ans, d’une cohorte à l’autre, l’écart se creuse avec les femmes peu qualifiées et les inactives, pour lesquelles on ne constate pas de retard à la maternité. En France, il semble même que ces dernières, sélectionnées par le mariage, soient plus précoces que leurs aînées. L’effet différentiel de la catégorie sociale sur le calendrier de la fécondité se rapproche dans les deux pays pour les générations nées dans les années 1960, avec une plus forte polarisation. Mais les évolutions restent modestes. Cette différence de calendrier
[36] se traduit, pour les Anglaises, par des écarts de descendance plus importants à 34-38 ans. En France, la proportion de femmes ayant un premier enfant s’est peu modifiée parmi les ouvrières et les inactives par rapport à leurs aînées. Les autres catégories restent un peu plus souvent sans enfant, surtout les enseignantes (c’est le cas de 8 % des enseignantes ayant un diplôme supérieur au bac contre 2,5 % dans la cohorte 1). Enfin, en général, la baisse constatée est surtout liée à l’absence de conjoint et au comportement d’activité des femmes
[37]. En Angleterre, les différences s’accentuent entre catégories sociales : les enseignantes perdent un peu de leur avantage. Les ouvrières et les inactives, encore plus nombreuses à donner naissance à un premier enfant, s’opposent aux femmes cadres qui deviennent moins souvent mères (moins 6 points pour les cadres ou indépendantes titulaires d’un diplôme de niveau bac + 3). Faute de pouvoir concilier carrière et maternité ? L’accès plus important des femmes nées dans les années 1960 à une position de cadre et la baisse de la proportion des enseignantes (tableau 2) pourraient être liés à la baisse de la fécondité anglaise.
La même évolution s’observe pour les deuxièmes et les troisièmes naissances. Les différences ont tendance à s’estomper en France où seules les enseignantes qui ont un diplôme de niveau inférieur à bac + 3 se détachent, alors que les autres enseignantes et les ouvrières se rapprochent de la moyenne. À nouveau, les écarts s’accentuent en Angleterre, où les jeunes cadres, encore moins fécondes que leurs aînées, s’opposent aux ouvrières et aux femmes inactives – en majorité d’anciennes ou de futures ouvrières.
L’influence de la position sociale du conjoint
Dans les deux pays également, le rôle joué par la catégorie sociale du conjoint est devenu plus important en dix ans. Ce résultat est valable pour les premières comme pour les deuxièmes naissances. En Angleterre, on retrouve une courbe en « U » traditionnelle pour les premières naissances, indépendants et ouvriers étant les plus féconds, alors qu’en France seuls les ouvriers sont encore plus souvent pères que les autres. En France, la courbe en « U » apparaît à partir de la deuxième naissance – encore qu’il ne s’agisse là que d’un effet de calendrier. Ainsi, la hausse de la probabilité d’agrandissement de rang 2 pour la jeune génération concerne les cadres très diplômés et les ouvriers (ainsi que les indépendants). Parmi eux, les plus diplômés restent plus féconds que la moyenne. L’effet revenu devient donc plus important pour cette cohorte qui a 30 ans dans les années 1990.
L’importance accrue du mariage en Angleterre et de la position sociale du conjoint dans les deux pays a de quoi surprendre. Effet revenu ? Revient-on à une conception plus traditionnelle des rôles masculin et féminin ? Cependant, les femmes nées dans les années 1960 sont plus nombreuses à poursuivre des carrières professionnelles au détriment de leur fécondité. Dans ce cas, l’effet de la montée du chômage expliquerait ces comportements. La génération la plus jeune a été frappée directement à l’âge de la maternité ; les facteurs économiques et la sécurité apportée par la situation du conjoint prennent alors une importance accrue (Blossfeld, 2001 ; Ekert-Jaffé et Solaz, 2001 ; Meron, 2002).
Conclusion
L’étude de la constitution de la descendance selon la catégorie sociale de cohortes de femmes nées dans les années 1950 en France et en Angleterre illustre sur certains points l’influence des politiques familiales sur la fécondité. Elle montre aussi que la polarisation sociale de la fécondité est plus forte en Angleterre et que les disparités entre les femmes qui quittent le marché du travail et celles qui ne le quittent pas sont beaucoup plus importantes.
Dans ce pays, l’opinion dominante est qu’il revient au secteur privé de permettre de concilier maternité et activité féminine. Cette non-ingérence de la collectivité semble conduire à une sélection des mères dès la première naissance. En particulier, chez les cadres diplômées, une femme sur quatre n’a pas d’enfant, alors que l’enseignement et le secteur de la santé, plus compatibles avec la vie de famille, concentrent les femmes diplômées dont la fécondité est élevée.
Malgré cette sélection des mères, la probabilité d’avoir un deuxième enfant reste plus forte chez les ouvrières, les enseignantes et les infirmières, mais dans une moindre mesure cependant que pour le premier enfant. Cette polarisation sociale disparaît pour les troisièmes naissances. Ainsi, seules les inactives ont alors une plus grande propension à donner naissance à un troisième enfant, mais ce dans une moindre mesure qu’en France.
En France, quasiment toutes les femmes deviennent mères, alors qu’en Angleterre, la maternité est beaucoup plus liée à la profession et particulièrement au fait de quitter le marché du travail. En France, la sélection commence à la deuxième voire à la troisième naissance. Si la propension à avoir un deuxième enfant est moins forte qu’en Angleterre, elle y est très peu dépendante de la catégorie sociale. La politique familiale semble alors effacer les différences sociales. Toutes les mères ont pratiquement autant de chances d’avoir un deuxième enfant que les employées anglaises. La différence de fécondité entre les deux pays tient surtout aux ouvrières, beaucoup plus fécondes en Angleterre, qui sont moins pénalisées dans leur salaire horaire et leur position hiérarchique par une interruption de carrière ou un travail à mi-temps.
La comparaison suivante illustre la plus grande polarisation sociale en Angleterre. Au total, dans les deux pays (tableau 4), pour les naissances de rang 1, les femmes les moins fécondes sont les cadres très diplômées et les plus fécondes sont les inactives. La différence entre les extrêmes est de 4 points en France (92 % à 96 % des femmes ont un enfant) et de 19 points en Angleterre (de 76 % à 95 %). La probabilité d’avoir un deuxième enfant est minimale pour les cadres ayant un diplôme de niveau bac + 1 ou + 2, et maximale, ici encore, pour les inactives. Entre ces catégories, la probabilité d’agrandissement varie de 71 % à 89 % en France et de 65 % à 86 % en Angleterre, soit des différences respectives de 18 et de 21 points. En ce qui concerne le troisième enfant, la polarisation sociale serait plus forte en France, où les comportements d’interruption d’activité deviennent semblables à ce qu’ils sont en Angleterre (Davies et Joshi, 1994). La probabilité d’avoir un troisième enfant est minimale pour les employées et maximale pour les inactives : la différence vient de la fécondité plus élevée des inactives, des cadres et des ouvrières par rapport aux employées dont le comportement est proche de la moyenne anglaise. Par ailleurs, les troisièmes naissances sont plus sensibles à la politique familiale en France, qui finance les interruptions d’activité. Au total, c’est sur le troisième enfant que les polarisations sociales se cristallisent en France, alors qu’elles existent dès le premier enfant en Angleterre.
Dans les deux pays, l’influence du revenu masculin s’exerce à partir des deuxièmes naissances, et cet effet revenu augmente pour les troisièmes naissances ; on observe alors la courbe en « U », caractéristique du dilemme entre le nombre et l’éducation des enfants.
Les changements constatés dix ans plus tard, pour les générations qui ont 30 ans au milieu des années 1990, pourraient témoigner d’une influence relative de la conjoncture économique sur la constitution des familles. La très forte proportion de femmes qui ne sont pas en couple, que l’on sait, en France, être la conséquence de la montée du chômage et de l’allongement de la durée des études, est un facteur majeur du retard des naissances, voire de l’infécondité de ces générations. La position sociale des conjoints gagne en importance, ce qui peut s’interpréter facilement en univers incertain. L’autre élément marquant dans l’évolution enregistrée en dix ans serait la volonté des femmes de ne pas entraver leur vie professionnelle. Toutes choses égales par ailleurs, les différences entre catégories s’estompent en France et s’accentuent en Angleterre, alors que les femmes diplômées essayent de concilier des enfants peu nombreux, si enfant il y a, avec leur carrière, choisissant sous la contrainte la qualité de l’enfant plutôt que le nombre.
En règle générale, cet article a permis de mesurer l’influence des positions socio-économiques respectives des hommes et des femmes. L’analyse économétrique (tableaux 4 à 6 et figures 1 à 5) établit que, dans tous les cas, la variable la plus pertinente, la plus liée à la fécondité, est le diplôme pour les femmes et la catégorie socioprofessionnelle pour les hommes. Nous montrons aussi que la fécondité est avant tout associée aux caractéristiques féminines.
ANNEXE
L’échantillon démographique permanent
L’échantillon démographique permanent (EDP) est un panel longitudinal qui contient des informations à caractère essentiellement démographique sur un échantillon représentatif de la population française. Il relie, pour ces personnes, les données des bulletins des recensements de 1968, 1975, 1982 et 1990 aux données des bulletins d’état civil collectés entre 1968 et 1995, correspondant aux événements démographiques majeurs (naissances, mariages, décès, reconnaissances). Ce lien a pu être établi pour un échantillon qui représente un peu plus de 1/200 de la population. La qualité des liens entre données des recensements et bulletins de naissance est acceptable. Cependant, entre 10 % et 12 % des bulletins de naissance manquent dans l’EDP, proportion très similaire au taux d’omission dans le Longitudinal Study (Babb et Hattersley, 1992). Le taux d’omission n’est pas constant avec l’âge : il est plus important aux jeunes âges, particulièrement pour les adolescentes. Après correction des bulletins manquants (informations récupérées sur les autres bulletins de naissance disponibles pour le mariage actuel), le taux d’omission total de l’échantillon est compris entre 5 % et 6 % (estimations et corrections des auteurs). Ainsi, malgré ce travail, l’EDP tend à sous-estimer la fécondité, ce qui est important pour notre étude. Néanmoins, comme ce sont plus particulièrement les PCS les plus défavorisées qui ont leurs enfants à de jeunes âges, les biais qui pourraient en résulter ne changent rien à nos commentaires puisque les différences seraient beaucoup plus fortes que celles que nous trouvons.
Le mode de collecte des données de l’EDP implique certaines lacunes dans les dossiers individuels. En effet, il faut garder à l’esprit que des bulletins (naissances, mariages) peuvent manquer au fichier pour des raisons inhérentes au mode de gestion ou par omission de l’extraction du bulletin correspondant. Outre le cas des événements concernant des individus ayant migré temporairement ou définitivement hors de France métropolitaine, on peut citer celui des naissances d’enfants n’ayant pas été reconnus au moment de la naissance (le bulletin de naissance, ne mentionnant pas l’individu EDP, n’ayant pas pu être collecté).
Dans certains cas, il a été possible d’utiliser l’information récupérée sur les autres bulletins de naissance d’enfants issus du mariage en cours afin de récupérer les dates de naissance manquantes. On a aussi pu recueillir la date de naissance du père (enfant non reconnu) sur les bulletins de mariage légitimant des naissances d’enfant ou la date de mariage à partir des bulletins de naissance des enfants légitimes.
Une fois les corrections effectuées, nous avons décidé de conserver dans l’échantillon uniquement les individus dont l’ensemble des bulletins d’état civil et de recensement étaient complets et corrects. Pour vérifier les informations sur les naissances, nous avons utilisé les variables concernant le rang de naissance des enfants de l’individu EDP. Pour donner un exemple représentatif, un individu pour lequel nous observons deux bulletins de naissance et dont les rangs de naissance inscrits sur les bulletins sont un et trois est mis à part de l’échantillon étudié. Au final, et pour les raisons citées ci-dessus, nous utilisons un sous-échantillon de femmes nées en France entre 1945 et 1975 et présentes à tous les recensements.
Remerciements
Les auteurs remercient l’Insee et l’Office for National Statistics de leur avoir respectivement permis d’utiliser l’échantillon démographique permanent et la Longitudinal Study. Cette étude a bénéficié de l’assistance du Longitudinal Study Support Programme à l’Institute for Education. Les opinions exprimées dans cet article sont celles des auteurs et n’engagent ni l’Insee ni l’ONS. Les auteurs sont aussi reconnaissants à la Nuffield Foundation d’avoir subventionné la participation de M. Rendall et K. Lynch durant leur présence à I’Institute of Education.
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