Population
I.N.E.D

I.S.B.N.sans
162 pages

p. 139 à 150
doi: en cours

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Note de recherche

Volume 58 2003/1

2003 Population Note de recherche

Les préférences relatives au sexe des enfants : de nouvelles données allemandes

Karsten Hank  [*] Karsten Hank, Mannheim Research Institute for the Economics of Aging, université de Mannheim, L13, 17, 68131 Mannheim tel : 0621-181-3439, fax : 0621-181-1863 Hans-Peter Kohler  [**]
Les préférences relatives au sexe des enfants peuvent influer sur la fécondité des couples en ce sens que les parents qui souhaitent avoir un ou plusieurs enfants d’un sexe déterminé devraient avoir en moyenne une famille plus nombreuse que s’ils n’avaient aucune préférence (voir, par exemple, Seidl, 1995) [1]. On pense même que l’influence de la répartition par sexe des enfants déjà nés sur les projets de fécondité et sur la fécondité ultérieure effective augmente au fur et à mesure que baissent les normes de dimension familiale et que la tendance à réduire la taille des familles se généralise dans les pays industrialisés, car les facteurs qui président à la décision d’avoir un enfant de plus prennent alors de plus en plus d’importance (Sloane et Lee, 1983; Wood et Bean, 1977). Il est donc extrêmement intéressant d’étudier les préférences en matière de sexe des enfants et leur impact démographique dans le contexte de basse fécondité qui est celui de l’Europe contemporaine, d’autant que ce sujet n’a pratiquement pas été abordé par les démographes jusqu’à présent (voir, à titre d’exception, Hank et Kohler, 2000).
Certains travaux récents présentent des résultats quelque peu discordants quant à l’existence et à l’orientation des préférences relatives au sexe des enfants en Allemagne (Brockmann, 2001; Hank et Kohler, 2000). Dans son analyse de la transition du premier au deuxième enfant, à partir des données du panel socio-économique allemand, Brockmann (2001) observe que les Allemandes de l’Ouest n’ont jamais manifesté de préférence marquée pour l’un ou l’autre sexe, tandis que les femmes nées en Allemagne de l’Est ont une nette préférence pour les filles. De leur côté, Hank et Kohler (2000), exploitant les données des enquêtes sur la fécondité et la famille, constatent non seulement une préférence pour les filles en Allemagne de l’Est, mais aussi une préférence pour les garçons dans la partie occidentale du pays. Cependant, quand ils considèrent la transition du deuxième au troisième enfant, ils n’observent aucune préférence statistiquement significative en Allemagne de l’Ouest, et des indices de préférence pour une composition mixte de la descendance à l’Est.
Notre hypothèse est que l’identification de préférences quant au sexe des enfants dans les recherches empiriques ne dépend pas seulement du rang de naissance considéré, mais est aussi extrêmement sensible aux modifications des paramètres du modèle d’analyse et au type de données utilisées. La solution de ce problème serait évidemment d’avoir une meilleure connaissance théorique des mécanismes qui déterminent ces préférences. Si Brockmann (2001) estime que les politiques sociales ont joué un rôle dans le développement de telles préférences dans l’Allemagne d’après-guerre, Hank et Kohler (2000) considèrent que les principaux déterminants de ce phénomène sont des facteurs socioculturels non observés. Pour l’instant, aucune des deux hypothèses ne peut être correctement testée sur des données empiriques. Nous pensons néanmoins que la constitution d’un ensemble plus riche de données peut s’avérer utile pour élaborer et tester de nouvelles théories.
L’objectif de cette note est de contribuer à la clarification des résultats, jusqu’à présent ambigus, des recherches empiriques portant sur les préférences relatives au sexe des enfants en Allemagne. Les données de l’enquête sociologique générale allemande (ALLBUS) réalisée en 2000 nous permettent d’analyser les déterminants des préférences en matière de sexe des enfants désirés (le premier et les suivants), ainsi que l’influence du sexe des enfants déjà nés sur la probabilité d’agrandissement (souhaité ou effectif) de la famille en fonction de la parité atteinte. Avant d’exposer nos résultats empiriques, nous présentons ci-dessous un rapide survol de la littérature sur les préférences relatives au sexe des enfants et quelques considérations théoriques basées sur l’approche en termes de valeur de l’enfant.
 
I. Panorama de la littérature
 
 
La majeure partie de la littérature sur les préférences en matière de sexe des enfants porte sur les pays en développement (pour une vue d’ensemble des principaux résultats, voir Basu et Das Gupta, 2001). L’analyse des données des enquêtes mondiales de fécondité (Cleland et al., 1983) et des enquêtes démographiques et de santé (Arnold, 1997) montre surtout que les gens souhaitent une répartition équilibrée de leurs enfants selon le sexe, ou au moins un enfant de chaque sexe. Mais on observe une préférence marquée pour les garçons dans certains pays asiatiques comme la Chine, la Corée ou le Viêt Nam (voir, entre autres, Haughton et Haughton, 1998; Larsen et al., 1998; Zeng et al., 1993).
Les travaux empiriques sur les préférences relatives au sexe des enfants et leur impact sur les décisions de fécondité dans les sociétés industrielles avancées sont relativement rares. La plupart d’entre eux portent sur les États-Unis (Coombs, 1977; Pebley et Westoff, 1982; Sloane et Lee, 1983; pour une analyse récente, voir Pollard et Morgan, 2002). Marleau et Maheu (1998) présentent un panorama complet des travaux nord-américains sur les préférences des parents quant au sexe d’un enfant unique; Carr-Hill, Samphier et Sauve (1982) analysent les préférences des familles d’Aberdeen; Gray, Duckworth et Nakajima (1980) se penchent sur le cas du Japon; Jacobsen et al. (1999) examinent les taux de fécondité danois en fonction du sexe des enfants déjà nés; Schullström (1996) étudie les générations suédoises nées entre 1946 et 1975; et Young (1977) analyse des données australiennes.
Malheureusement, les données et variables analysées dans ces divers travaux ne sont pas directement comparables, et cela rend difficile la récapitulation et l’évaluation de leurs résultats. Si certaines recherches montrent bien que les préférences des parents en matière de sexe des enfants ont un impact sur leurs comportements de fécondité (voir, entre autres, Marleau et Saucier, 1996, qui ont étudié des couples canadiens ayant au moins deux enfants), d’autres ne constatent rien de tel (par exemple, Ayala et Falk, 1971, qui étudient la relation entre le sexe des deux premiers enfants et la dimension finale de la famille aux États-Unis). Si une préférence est détectée, son influence sur les variables démographiques se révèle souvent assez faible, même si elle est statistiquement significative (Waller, 1975). Outre la tendance assez constante des hommes et des femmes à souhaiter une distribution équilibrée de leurs enfants selon le sexe, on a montré que la parité est un facteur dont il faut tenir compte dans l’analyse des préférences. Il y a certains indices d’une préférence marquée pour les garçons quand il s’agit d’un premier enfant ou en cas de déséquilibre du nombre d’enfants déjà nés selon le sexe (voir, par exemple, Gray, 1982; Krishnan, 1987). Une revue récente de la littérature sur les préférences des femmes quant au sexe de leur premier enfant montre cependant qu’on ne peut plus considérer comme universel le désir d’avoir un premier enfant de sexe masculin (Marleau et Saucier, 2002). Un résultat particulièrement intéressant signalé dans cette même étude est que, ces dernières années, les femmes attendant un premier enfant auraient apparemment tendance à souhaiter une fille, tandis que les femmes qui ne sont pas enceintes continueraient de préférer avoir un garçon.
Dans une analyse comparative des préférences relatives au sexe des enfants dans 17 pays européens, réalisée à partir des données des enquêtes sur la famille et la fécondité recueillies au cours des années 1990, Hank et Kohler (2000) observent – malgré la légère hétérogénéité des situations nationales – une forte tendance des gens à souhaiter avoir des enfants des deux sexes (quand ils expriment une préférence). Mais, en République tchèque, en Lituanie et au Portugal, ils relèvent des indices inattendus de préférence pour le sexe féminin lors de la transition du deuxième au troisième enfant. Rares sont les autres études qui signalent une préférence pour les filles, à l’instar de celle de Jacobsen et al. (1999) lors du passage de la parité 2 à la parité 3 au Danemark.
 
II. Considérations théoriques
 
 
Un des défauts majeurs de la plupart des recherches sur les préférences relatives au sexe des enfants dans les sociétés industrielles avancées est leur manque de cadre théorique. Dans cette note, nous fondons notre analyse sur l’approche en termes de valeur de l’enfant, développée initialement par Hoffman et Hoffman (1973) (cf. Thomson, 2001, pour une vue d’ensemble récente).
On estime que les enfants d’un sexe déterminé sont souvent désirés pour des raisons utilitaires, parce qu’ils apportent des avantages de type financier, social ou psychologique. Dans les pays en développement, par exemple, on pense que les garçons ont une utilité économique nette supérieure à celle des filles, car ils sont davantage susceptibles d’aider aux travaux agricoles et de faire office de système traditionnel de sécurité sociale. Dans les sociétés patrilinéaires, les garçons sont également appréciés parce qu’ils perpétuent le nom de la famille. En revanche, on compterait davantage sur les filles pour la prise en charge des parents âgés, mais aussi en tant qu’aides ménagères ou pour les soins à leurs frères et sœurs plus jeunes. Ainsi, même dans les pays où existe une préférence pour les garçons, beaucoup de familles considèrent qu’il est important d’avoir au moins une fille (Arnold, 1997; Cleland et al., 1983).
Avec l’évolution des sociétés, l’éventuelle préférence pour les garçons devrait diminuer et les filles devraient bénéficier d’un traitement plus équitable. Mais, si Pollard et Morgan (2002) estiment que l’évolution des rapports de genre dans la société peut conduire à une certaine indifférence des parents à l’égard du sexe de leurs enfants, Brockmann (2001) soutient que la modernisation ne gomme pas nécessairement les préférences parentales. On a observé que les idées sur les rôles respectifs des deux sexes, par exemple, sont de bons prédicteurs des préférences relatives au sexe du premier enfant (Markle, 1974). Si cela est toujours vrai, l’évolution des mentalités à l’égard du rôle des femmes dans la société, observée au cours des dernières décennies, pourrait même conduire à l’émergence d’une préférence pour les filles dans certains pays (voir, entre autres, Hammer et McFerran, 1988). Puisque le niveau d’instruction et la classe sociale peuvent être considérés comme d’importants déterminants des attitudes à l’égard du rôle des femmes dans la société, on pourrait avancer l’hypothèse d’une préférence plus marquée pour les filles chez les personnes les plus instruites. Jusqu’à présent, très peu de recherches ont tenté de vérifier cette hypothèse, et leurs résultats restent incertains (Carr-Hill et al., 1982; Krishnan, 1987). De plus, dans une étude sur les États-Unis, Coombs (1977) ne trouve aucun indice d’association positive entre le travail des femmes et la préférence pour les filles. Il démontrerait plutôt l’inverse, les femmes mariées qui travaillent, en particulier, étant plus enclines à préférer les garçons.
Comme, dans les sociétés industrialisées, les enfants ne procurent plus une utilité économique nette, mais constituent au contraire une source de coûts importants en temps et en argent, il est probable que leur valeur tient plutôt à des facteurs sociaux et psychologiques. Hoffman et Hoffman (1973) dressent un inventaire des valeurs que les parents peuvent attacher à leurs enfants, telles que le prolongement de soi, la relation parent-enfant, la stimulation, l’épanouissement ou la reconnaissance sociale. Par rapport à certaines de ces catégories au moins, les filles et les garçons peuvent procurer des avantages différents à chacun de leurs parents. Par exemple, Morgan et al. (1988) constatent que la présence de garçons réduit le risque de divorce de leurs parents, car les pères sont plus attachés à leurs enfants et plus respectueux de leurs obligations envers eux s’ils ont des garçons, et la cohésion du couple est meilleure. Quant aux femmes, elles pourraient considérer qu’il est plus facile d’élever une fille ou qu’il est plus agréable de vivre avec une fille (voir, par exemple, Marleau et Saucier, 2002). Comme chaque partenaire peut souhaiter avoir un enfant du même sexe que lui, le couple peut désirer avoir des enfants de sexe différent.
Les valeurs considérées par Hoffman et Hoffman peuvent jouer différemment selon la parité. Les résultats d’une recherche sur les avantages et les inconvénients attachés aux enfants aux Philippines, en Corée et aux États-Unis (Bulatao, 1981) incitent à distinguer différents paliers. Quand la parité est basse, les motivations affectives et psychologiques du désir d’enfant prédominent. Mais quand la parité est élevée, le souci d’équilibrer la composition de la famille devient plus important. Les préférences quant au sexe sont particulièrement nettes à l’égard du troisième et du quatrième enfant.
On a soutenu que le sexe des enfants déjà nés pouvait non seulement influer sur la décision d’avoir ou non d’autres enfants, mais également affecter le calendrier et l’espacement des naissances ultérieures (Teachman et Schollaert, 1989; Yamaguchi et Ferguson, 1995). Mais les données empiriques indiquent généralement que la répartition par sexe des enfants déjà nés n’a d’impact que sur la décision d’arrêter de procréer. Les parents qui, au moment où ils atteignent la dimension familiale qu’ils avaient initialement prévue, n’ont pas obtenu la répartition par sexe qu’ils souhaitaient parmi leurs enfants pourraient même réviser à la hausse leur objectif de fécondité. Nous faisons donc l’hypothèse que le désir d’avoir d’autres enfants a des chances de s’amenuiser une fois que la répartition par sexe des enfants déjà nés est conforme aux préférences des parents (voir aussi Wood et Bean, 1977).
 
III. Données et méthodes
 
 
L’éventail des approches méthodologiques utilisées dans les recherches sur les préférences en matière de sexe des enfants va des questions directes relatives aux préférences de la personne interrogée (Hammer et McFerran, 1988; Krishnan, 1987) jusqu’à divers types de mesures statistiques indirectes (pour un examen critique de ces méthodes, voir Haughton et Haughton, 1998, et McClelland, 1979). Les données de l’ALLBUS 2000 se prêtent à ces deux grands types d’approches pour l’analyse de divers aspects des préférences relatives au sexe des enfants à partir d’un échantillon représentatif de la population allemande (pour plus de détails, voir Terwey, 2000).
Dans la première partie de notre analyse, nous exploitons les questions sur les préférences quant au sexe des enfants à venir, ces questions ayant été posées à toutes les personnes en âge de procréer et qui ont déclaré vouloir un enfant ou un enfant de plus. À partir de ces données, nous examinons les déterminants sociodémographiques des préférences en matière de sexe des enfants, en limitant notre échantillon aux personnes des deux sexes âgées de 18 à 45 ans au moment de l’enquête. La variable dépendante de notre modèle logistique multinomial est codée 0 si la personne interrogée n’exprime aucune préférence, 1 si elle désire avoir autant de filles que de garçons, 2 si elle veut plus de filles que de garçons et 3 si elle souhaite plus de garçons que de filles. Les régressions sont calculées séparément pour les personnes qui ont des enfants (n = 117) et pour celles qui n’en ont pas (n = 406). Dans les deux cas, nous contrôlons toute une série de caractéristiques individuelles : démographiques (âge, sexe, statut matrimonial), culturelles (pays/région d’origine, attitude à l’égard des rôles masculins et féminins) et d’éducation (études secondaires, niveau le plus élevé atteint), ainsi que le sexe du premier enfant (voir, au tableau 1, la description statistique de l’échantillon). Bien qu’une telle approche directe nous éclaire sur l’existence et éventuellement la structure des préférences, elle ne nous permet pas d’examiner si celles-ci ont une influence sur les comportements démographiques. De plus, les personnes interrogées pourraient avoir tendance à tenir compte du sexe des enfants déjà nés dans la formulation de leurs préférences (Pebley et Westoff, 1982). Il est néanmoins possible de déceler des préférences qui ne se sont peut-être pas encore révélées sur la base des questions directes.

Tableau 1
Description de l’échantillon des personnes qui désirent avoir un enfant ou un enfant de plus
IMGIMGPersonnes sans enfant ( n = 406) Per...IMGIMF
Personnes sans enfant ( n = 406) Personnes avec enfant(s) ( n = 117) Répartition par sexe des enfants désirés (1) Pas de préférence 35 % 54 % Autant de chaque sexe 47 % 10 % Majorité de filles 9 % 20 % Majorité de garçons 9 % 16 % Caractéristiques démographiques 18-26 ans 63 % 16 % 27-35 ans 27 % 64 % 36-45 ans 10 % 20 % Sexe : féminin 40 % 55 % Statut matrimonial : marié(e) 13 % 76 % Caractéristiques culturelles Allemand(e) de l’Ouest 58 % 59 % Allemand(e) de l’Est 34 % 26 % Étranger(ère) 8 % 15 % Attitude traditionnelle quant aux rôles masculins et féminins (2) 27 % 35 % Caractéristiques relatives à l’éducation Études secondaires (3) 39 % 32 % Niveau le plus élevé atteint Étudiant(e) ou apprenti(e) 28 % 3 % Sans diplôme professionnel 11 % 11 % Diplôme professionnel 50 % 68 % Diplôme universitaire 11 % 18 % (1) Le nombre moyen d’enfants souhaités déclaré par les personnes sans enfant s’élève à 2,0. Le nombre moyen d’enfants déjà nés déclaré par les parents est 1,3 et le nombre moyen d’enfants supplémentaires souhaités est également 1,3. (2) Cette variable dichotomique vaut 1 si la personne interrogée approuve l’idée que les femmes doivent rester à la maison pour s’occuper du ménage et des enfants, tandis que les hommes doivent se consacrer à leur carrière. (3) Cette variable vaut 1 si la personne interrogée a effectué 12 années de scolarité ( Fachhochschulreife ) ou 13 années ( Gymnasium ) et 0 si elle n’a effectué que 10 années ( Haupt-/Realschule ). Source : ALLBUS 2000, calculs des auteurs.

Les préférences peuvent être approchées de manière indirecte comme des probabilités d’agrandissement par rang différentes associées à divers schémas de répartition par sexe des enfants déjà nés. C’est ce que nous faisons dans la deuxième partie de notre analyse, où nous étudions les probabilités d’avoir un deuxième (n = 861) ou un troisième enfant (n = 547). Nous ne faisons pas de distinction entre enfants propres et enfants du conjoint. Notre analyse ne porte pas seulement sur la fécondité déjà réalisée, mais également sur les intentions de fécondité (voir aussi Hank et Kohler, 2000). Nous obtenons ainsi une variable dépendante dont la valeur est 0 si la personne interrogée a un (deux) enfant(s) et n’en veut pas d’autre, 1 si elle a un (deux) enfant(s) et déclare en vouloir encore (« agrandissement de la famille en projet »), et 2 si elle a plus d’un (deux) enfant(s) (« agrandissement de la famille réalisé »). Cette dernière catégorie comprend les grossesses en cours. Naturellement, nous sommes conscients que les déclarations d’intention ne sont pas obligatoirement suivies d’effet. Mais on a souvent constaté que les projets de fécondité sont de bons prédicteurs de la fécondité effective (Schoen et al., 1999), et ils sont également susceptibles d’être influencés par le sexe des enfants déjà nés (Sloane et Lee, 1983). Dans les modèles probit ordonné appliqués ici, nous contrôlons à nouveau les caractéristiques démographiques, culturelles et éducatives ainsi que le sexe des enfants déjà nés (voir, au tableau 2, la description de l’échantillon).

Tableau 2
Description de l’échantillon des personnes qui ont au moins un enfant
IMGIMGPersonnes qui ont au moins un enfant...IMGIMF
Personnes qui ont au moins un enfant ( n = 861) Personnes qui ont au moins deux enfants ( n = 547) Variable dependante (1) La personne a seulement un enfant (deux enfants) et n’en veut pas d’autre 26 % 65 % La personne a un enfant (deux enfants) et souhaite en avoir d’autres 9 % 4 % La personne a plus d’un enfant (plus de deux enfants) 65 % 31 % Caractéristiques démographiques 18-26 ans 4 % 1 % 27-35 ans 32 % 27 % 36-45 ans 64 % 71 % Âge à la naissance du premier enfant 25,1 ans 24,2 ans Intervalle entre les deux premières naissances – 3,7 ans Sexe : féminin 56 % 56 % Statut matrimonial : marié(e) 80 % 84 % Caractéristiques culturelles Allemand(e) de l’Ouest 53 % 55 % Allemand(e) de l’Est 38 % 35 % Étranger(ère) 9 % 10 % Attitude traditionnelle quant aux rôles masculins et féminins (2) 36 % 40 % Caractéristiques relatives à l’éducation Études secondaires (3) 23 % 22 % Niveau le plus élevé atteint (4) Sans diplôme professionnel 8 % 8 % Diplôme professionnel 76 % 76 % Diplôme universitaire 15 % 16 % Répartition par sexe des enfants déjà nés L’aîné est un garçon 51 % – Une fille et un garçon – 50 % Deux filles – 25 % Deux garçons – 25 % (1) La répartition des personnes interrogées dans les catégories de la variable dépendante est très similaire à celle que nous avons observée dans notre étude précédente (Hank et Kohler, 2000, tableau 1). (2) Cette variable dichotomique vaut 1 si la personne interrogée approuve l’idée que les femmes doivent rester à la maison pour s’occuper du ménage et des enfants, tandis que les hommes doivent se consacrer à leur carrière. (3) Cette variable vaut 1 si la personne interrogée a effectué 12 années de scolarité ( Fachhochschulreife ) ou 13 années ( Gymnasium ) et 0 si elle n’a effectué que 10 années ( Haupt-/Realschule ). (4) La proportion des personnes qui sont encore en formation (étudiants ou apprentis) est inférieure à 1 %. C’est pourquoi elle n’est pas mentionnée. Source : ALLBUS 2000, calculs des auteurs.

 
IV. Résultats
 
 
1. Les déterminants des préférences relatives au sexe des enfants désirés
Les résultats de l’analyse descriptive présentés au tableau 1 indiquent une nette tendance des personnes sans enfant à n’avoir aucune préférence en ce qui concerne le sexe de leurs futurs enfants (35 %) ou à souhaiter un nombre égal de garçons et de filles (47 %). Les personnes interrogées sont aussi nombreuses (9 %) à exprimer une préférence en faveur des filles qu’en faveur des garçons. Plus de la moitié des personnes qui ont des enfants n’expriment pas de préférence pour le sexe de leur progéniture à venir (54 %), mais elles sont 16 % à souhaiter avoir davantage de garçons et jusqu’à 20 % à vouloir davantage de filles. Cependant, cette préférence relativement forte en faveur d’un sexe est sans doute en partie le reflet du désir d’avoir au moins un enfant de chaque sexe, puisque les parents prennent en considération le sexe des enfants déjà nés quand on les interroge sur le sexe qu’ils souhaitent pour leurs enfants à venir.
Les variations de la préférence quant au sexe des enfants peuvent-elles être expliquées par les caractéristiques sociodémographiques des personnes interrogées? Pour les personnes sans enfant, la régression logistique multinomiale (tableau 3a) montre que les femmes sont sensiblement plus enclines que les hommes à exprimer une préférence. Les femmes sans enfant ont tendance à opter pour une répartition équilibrée de leurs futurs enfants selon le sexe ou – en proportion encore plus forte – à souhaiter avoir une fille (ou plus de filles que de fils). Par ailleurs, l’âge n’a pas d’influence notable sur les préférences, même s’il semble que les personnes les plus jeunes (de 18 à 26 ans) ne soient pas enclines à désirer avoir des filles. Enfin, le niveau de formation s’avère être un facteur discriminant, car les personnes sans enfant qui n’ont aucun diplôme professionnel ou universitaire sont nettement plus portées que les autres à avoir une préférence pour les garçons. En revanche, aucune caractéristique culturelle ne contribue à l’explication des préférences dans notre échantillon.

Tableau 3
Déterminants de la répartition par sexe des enfants désirés. Résultats des régressions logistiques multinomiales (catégorie de référence : « sans préférence »)
IMGIMG(a) Personnes sans enfant ( n = 406)...IMGIMF
(a) Personnes sans enfant ( n = 406) et souhaitant… (b) Personnes ayant un ou plusieurs enfant(s) ( n = 117) et souhaitant… … un nombre égal de fils et de filles …une fille unique ou plus de filles que de fils …un fils unique ou plus de fils que de filles … un nombre égal de fils et de filles …une fille unique ou plus de filles que de fils …un fils unique ou plus de fils que de filles â Écart type â Écart type â Écart type â Écart type â Écart type â Écart type 18-26 ans (1) – 0,06 0,30 – 0,91* 0,51 – 0,75 0,52 2,36*** 0,88 – 1,42 1,35 2,07*** 0,81 36-45 ans (1) – 0,68 0,45 0,16 0,61 0,04 0,68 0,78 1,03 0,25 0,69 – 0,92 1,20 Sexe : féminin 0,53** 0,24 1,23*** 0,40 0,11 0,42 1,31 0,86 0,21 0,65 0,55 0,67 Statut matrimonial : marié(e) 0,21 0,37 – 0,22 0,56 – 0,54 0,70 – 0,41 0,83 – 0,44 0,70 – 0,56 0,77 Allemande de l’Est (2) – 0,20 0,24 0,00 0,42 0,13 0,38 – 0,36 0,88 0,45 0,63 –1,35 0,85 Étranger(ère) (2) – 0,04 0,45 0,72 0,63 0,50 0,67 – 1,15 1,26 – 0,25 0,90 0,24 0,98 Attitude traditionnelle quant aux rôles masculins et féminins – 0,21 0,27 0,51 0,41 – 0,20 0,45 0,24 0,85 0,78 0,72 – 0,92 0,82 Études secondaires (3) – 0,35 0,29 – 0,72 0,53 – 0,56 0,46 0,18 0,96 – 0,84 1,20 – 0,18 0,84 Étudiant(e) ou apprenti(e) (4) – 0,05 0,32 0,28 0,58 0,64 0,55 – – – – – – Sans diplôme professionnel (4) 0,56 0,44 0,95 0,73 1,64*** 0,63 – 0,82 1,29 1,41 1,15 – 0,59 0,97 Diplôme universitaire (4) 0,13 0,44 0,73 0,71 – 1,02 1,13 0,21 1,18 2,52* 1,38 0,10 1,07 L’aîné est un garçon – – – – – – – 0,64 0,78 3,14*** 0,92 – 2,66*** 0,97 Constante 0,36 0,28 – 1,62*** 0,48 – 1,06** 0,45 – 2,47** 1,17 – 3,83*** 1,19 – 0,15 0,94 Pseudo-R 2 0,04 0,25 Catégories de référence : (1) : groupe d’âges 27-35 ans; (2) : Allemand(e) de l’Ouest; (3) : Haupt-/Realschule ; (4) diplôme professionnel. Niveau de signification : * < 0,10; ** < 0,05; *** < 0,01. Source : ALLBUS 2000, calculs des auteurs.

Quant aux préférences exprimées par les parents (tableau 3b), elles ne diffèrent pas significativement entre les hommes et les femmes. En accord avec la propension des jeunes adultes sans enfant à ne pas être favorables aux filles, nous observons une préférence pour les garçons (ainsi que pour une répartition équilibrée) chez les parents du groupe d’âges le plus jeune. Cette association entre l’âge et la préférence se manifeste un peu plus nettement chez les parents que chez les personnes qui n’ont pas d’enfant. Également en écho à ce qui a été observé dans l’échantillon des personnes sans enfant, la possession d’un diplôme universitaire exerce un effet positif légèrement significatif sur la probabilité pour que les parents expriment le désir d’avoir des filles plutôt que des garçons. Ceci suggère que les préférences quant au sexe des enfants pourraient varier en fonction du niveau d’instruction, indépendamment de l’existence d’attitudes particulières à l’égard des rôles masculins et féminins (dont nous avons neutralisé l’effet), mais que ces différences s’avèrent finalement négligeables. Enfin, il est clair que le sexe du premier enfant est le plus important prédicteur des préférences des parents quant au sexe des autres enfants qu’ils souhaitent avoir. Les coefficients très significatifs obtenus suggèrent que les parents ont bien une préférence pour avoir une descendance finale comprenant au moins un garçon et au moins une fille.
2. L’impact du sexe des enfants déjà nés sur le désir d’avoir un enfant de plus et sur la fécondité ultérieure effective
D’après les modèles probit ordonné, les variables de contrôle démographiques, culturelles et éducatives exercent une influence conforme à nos attentes tant chez les personnes qui ont au moins un enfant que chez celles qui en ont au moins deux (tableau 4). Être jeune au moment de la première naissance et avoir des intervalles intergénésiques courts augmente la probabilité d’avoir ou de désirer avoir un nouvel enfant. Pour les Allemands de l’Est, le coefficient négatif relatif à la naissance éventuelle d’un deuxième enfant corrobore divers travaux qui indiquent que la chute de la fécondité des Allemands de l’Est après la réunification s’explique essentiellement par le fait qu’ils ont renoncé à avoir un deuxième enfant (Kreyenfeld, 2002). Il existe une corrélation positive entre les attitudes traditionnelles à l’égard des rôles masculins et féminins et la propension à agrandir la famille. L’effet du niveau d’instruction se révèle négligeable, ce que nous expliquons par le caractère sélectif de notre échantillon, dont tous les membres ont déjà au moins un enfant.

Tableau 4
Probabilités d’agrandissement souhaité ou effectif de la famille en fonction du sexe des enfants déjà nés. Résultats des régressions probit ordonné
IMGIMG(a) Passage de la parité 1 à la pari...IMGIMF
(a) Passage de la parité 1 à la parité 2 (parents d’au moins 1 enfant; n = 861) (b) Passage de la parité 2 à la parité 3 (parents d’au moins 2 enfants; n = 547) â Écart type â Écart type 18-26 ans (1) – 0,64*** 0,22 – 0,78 0,51 36-45 ans (1) 0,22** 0,10 0,22* 0,13 Âge à la naissance du premier enfant – 0,09*** 0,01 – 0,05*** 0,02 Intervalle entre naissances – – – 0,07*** 0,02 Sexe : féminin – 0,10 0,09 0,07 0,12 Statut matrimonial : marié(e) 0,37*** 0,11 – 0,23 0,15 Allemand(e) de l’Est (2) – 0,47*** 0,10 – 0,18 0,13 Étranger(ère) (2) 0,08 0,17 0,11 0,19 Attitude traditionnelle quant aux rôles masculins et féminins 0,22** 0,10 0,22* 0,12 Études secondaires (3) 0,06 0,14 0,32* 0,19 Sans diplôme professionnel (4) – 0,15 0,18 0,28 0,21 Diplôme universitaire (4) 0,15 0,17 – 0,09 0,22 L’aîné est un garçon – 0,18** 0,09 – – Deux filles (5) – – 0,08 0,14 Deux fils (5) – – 0,02 0,14 Seuil 1 – 2,69 0,33 – 1,01 0,50 Seuil 2 – 2,41 0,33 – 0,89 0,50 Pseudo-R2 0,08 0,04 Catégories de référence : (1) : 27-35 ans; (2) : Allemand(e) de l’Ouest; (3) : Haupt-/Realschule; (4) : diplôme professionnel; (5) : une fille et un fils. Niveau de signification : * < 0,10; ** < 0,05; *** < 0,01. Source : ALLBUS 2000, calculs des auteurs.

Le sexe du premier enfant a un impact statistiquement significatif sur la propension des parents à avoir un deuxième enfant : celle-ci est plus faible si le premier-né est un garçon que si c’est une fille. Ceci indique une préférence pour les garçons à la parité 1. Mais chez les parents d’au moins deux enfants, nous n’observons plus aucune influence du sexe des deux aînés sur la fécondité ultérieure, qu’elle soit souhaitée ou effective. La probabilité d’agrandir la famille au-delà de deux enfants est donc indépendante de la répartition par sexe des deux premiers. En appliquant nos modèles séparément à l’Allemagne de l’Est et à l’Allemagne de l’Ouest (résultats non présentés), nous ne constatons pas de différence entre les deux parties du pays en ce qui concerne les préférences en matière de sexe des enfants. Mais le coefficient relatif au souhait que l’aîné soit un garçon n’est pas statistiquement significatif en Allemagne de l’Est.
 
Conclusion
 
 
Les préférences quant au sexe des enfants et leur impact démographique ont été peu étudiés dans le contexte actuel de basse fécondité en Europe. Des travaux récents sur l’Allemagne ont abouti à des résultats ambigus concernant l’existence et l’orientation de telles préférences (voir Brockmann, 2001; Hank et Kohler, 2000). Dans cette note, nous avons exploité les dernières données de l’enquête sociologique générale allemande (ALLBUS) afin d’analyser les déterminants de la répartition par sexe souhaitée pour les enfants que l’on désire avoir, que ce soit le premier ou les suivants; nous avons également analysé l’influence du sexe des enfants déjà nés sur la fécondité ultérieure effective ou souhaitée. L’hypothèse est que les parents cessent de procréer dès que la répartition par sexe de leurs enfants correspond à leur souhait.
Nous constatons que les femmes sans enfant expriment des préférences plus marquées (surtout en faveur des filles) que leurs homologues masculins, et que le sexe du premier-né est le plus important prédicteur des préférences des parents quant à la répartition par sexe des enfants à venir. En ce qui concerne la structure par sexe finale de la famille complète, les parents expriment nettement le souhait d’avoir au moins un enfant de chaque sexe. Cependant, aucun résultat ne confirme l’« hypothèse de la modernisation » sur l’évolution des préférences. Si les personnes les plus instruites semblent avoir plus que les autres tendance à préférer les filles (et les moins instruites, tendance à préférer les garçons), les enquêtés les plus jeunes expriment une préférence plus forte pour les garçons. Nous interprétons cette absence de déterminants sociodémographiques concordants et clairement identifiables comme un signe de l’existence de facteurs non observés traduisant les racines culturelles des préférences relatives au sexe des enfants en Allemagne (voir aussi Coombs, 1977).
En ce qui concerne la cohérence entre les préférences et les comportements, nous observons que les parents d’un enfant sont nettement moins enclins à avoir ou à désirer avoir un deuxième enfant quand le premier est un fils que quand c’est une fille. Mais pour la transition du deuxième au troisième enfant, il n’y a plus de préférence nette. Ces deux résultats corroborent ceux de Hank et Kohler (2000) pour l’Allemagne de l’Ouest. La préférence générale pour un même nombre de fils et de filles – exprimée par les parents quand on leur demande quelle répartition par sexe ils souhaitent pour leur famille complète – n’est manifestement pas assez forte pour entraîner une révision effective des objectifs de dimension familiale et une hausse de la fécondité, même si tous les enfants déjà nés sont du même sexe (garçons ou filles). De nouvelles recherches devraient examiner si cette « indifférence comportementale » persiste quand on analyse l’impact des préférences en matière de sexe des enfants sur d’autres phénomènes sociaux ou démographiques (par exemple le divorce : voir Andersson et Woldemicael, 2001).
 
BIBLIOGRAPHIE
 
·  Andersson G., G. Woldemicael, 2001, « Sex composition of children as a determinant of marriage disruption and marriage formation: evidence from Swedish register data », Journal of Population Research, 18, p. 143-153.
·  Arnold F., 1997, Gender Preferences for Children (Demographic and Health Surveys Comparative Studies, 23), Calverton, 56 p.
·  Ayala F.J., C.T. Falk, 1971, « Sex of children and family size », The Journal of Heredity, 62, p. 57-59.
·  Basu A., M. Das Gupta, 2001, « Family systems and the preferred sex of children », N.J. Smelser, P.B. Baltes (éd.), International Encyclopedia of the Social & Behavioral Sciences, vol. 8, Amsterdam (etc.), p. 5350-5357.
·  Brockmann H., 2001, « Girls preferred? Changing patterns of sex preferences in the two German states », European Sociological Review, 17, p. 189-202.
·  Bulatao R.A., 1981, « Values and disvalues of children in successive childbearing decisions », Demography, 18, p. 1-25.
·  Carr-Hill R., M. Samphier, B. Sauve, 1982, « Socio-demographic variations in the sex composition and preferences of Aberdeen families », Journal of Biosocial Science, 14, p. 429-443.
·  Cleland J., J. Verrall, M. Vaessen, 1983, « Preferences for the sex of children and their influence on reproductive behavior », World Fertility Surveys Comparative Studies, n° 27.
·  Coombs L.C., 1977, « Preferences for sex of children among U.S. couples », Family Planning Perspectives, 9, p. 259-265.
·  Goodkind D., 1999, « Should prenatal sex selection be restricted? Ethical questions and their implications for research and policy », Population Studies, 53, p. 49-61.
·  Gray E., 1982, « Transgeneration analyses of the human sex ratio », The Journal of Heredity, 73, p. 123-127.
·  Gray E., D. Duckworth, Y. Nakajima, 1980, « The human sex ratio and factors influencing family size in Japan », The Journal of Heredity, 71, p. 411-415.
·  Hammer M., J. Mcferran, 1988, « Preference for sex of child: a research update », Individual Psychology, 44, p. 481-491.
·  Hank K., H.-P. Kohler, 2000, « Gender preferences for children in Europe: empirical results from 17 FFS countries », Demographic Research, 2, (publication en ligne : http://www.demographic-research.org/Volumes/Vol2/1).
·  Haughton J., D. Haughton, 1998, « Are simple tests of son preference useful? An evaluation using data from Vietnam », Journal of Population Economics, 11, p. 495-516.
·  Hoffman L.W., M.L. Hoffman, 1973, « The value of children to the parents », J.T. Fawcett (éd.), Psychological Perspectives on Population, New York, p. 19-76.
·  Jacobsen R., H. Møller, G. Engholm, 1999, « Fertility rates in Denmark in relation to the sexes of preceding children in the family », Human Reproduction, 14, p. 1127-1130.
·  Kreyenfeld M., 2002, Crisis or Adaptation Reconsidered: A Comparison of East and West German Fertility Patterns in the First Six Years after the “Wende”, MPIDR Working Paper, WP 2002-032, Rostock, 40 p.
·  Krishnan Y., 1987, « Preferences for sex of children: a multivariate analysis », Journal of Biosocial Science, 19, p. 367-376.
·  Larsen U., C. Woojin, M. Das Gupta, 1998, « Fertility and son preference in Korea », Population Studies, 52, p. 317-325.
·  Markle G.E., 1974, « Sex ratio at birth: values, variance, and some determinants », Demography, 11, p. 131-142.
·  Marleau J.-D., M. Maheu, 1998, « Un garçon ou une fille? Le choix des femmes et des hommes à l’égard d’un seul enfant », Population, 53(5), p. 1033-1042.
·  Marleau J.-D., J.-F. Saucier, 1996, « Influence du sexe des premiers enfants sur le comportement reproducteur : une étude canadienne », Population, 51(2), p. 460-464.
·  Marleau J.-D., J.-F. Saucier, 2002, « Preference for a first-born boy in western societies », Journal of Biosocial Science, 34, p. 13-27.
·  Mason A., N.G. Bennet, 1977, « Sex selection with biased technologies and its effect on the population sex ratio », Demography, 14, p. 285-296.
·  Mcclelland G.H., 1979, « Determining the impact of sex preferences on fertility: a consideration of parity progression ratio, dominance, and stopping rule measures », Demography, 16, p. 377-388.
·  Morgan S.P., D.N. Lye, G.A. Condran, 1988, « Sons, daughters, and the risk of marital disruption », American Journal of Sociology, 94, p. 110-129.
·  Pebley A.R., C.F. Westoff, 1982, « Women’s sex preferences in the United States: 1970 to 1975 », Demography, 19, p. 177-189.
·  Pollard M.S., S.P. Morgan, 2002, « Emerging parental gender indifference? Sex composition of children and the third birth », American Sociological Review, 67, p. 600-613.
·  Schoen R., N.M. Astone, Y.J. Kim, C.A. Nathanson, J.M. Fields, 1999, « Do fertility intentions affect fertility behavior? », Journal of Marriage and the Family, 61, p. 790-799.
·  Schullström Y., 1996, « Garçon ou fille? Les préférences pour le sexe des enfants dans les générations suédoises 1946-1975 », Population, 51(6), p. 1243-1245.
·  Seidl C., 1995, « The desire for a son is the father of many daughters. A sex ratio paradox », Journal of Population Economics, 8, p. 185-203.
·  Sloane D.M., C.-F. Lee, 1983, « Sex of previous children and intentions for further births in the United States, 1965-1976 », Demography, 20, p. 353-367.
·  Teachman J.D., P.T. Schollaert, 1989, « Gender of children and birth timing », Demography, 26, p. 411-423.
·  Terwey M., 2000, « ALLBUS: A German General Social Survey », Schmollers Jahrbuch – Journal of Applied Social Science Studies, 120, p. 151-158.
·  Thomson E., 2001, « Value of children », N.J. Smelser, P.B. Baltes (éd.), International Encyclopedia of the Social & Behavioral Sciences, vol. 8, Amsterdam (etc.), p. 1725-1729.
·  Waller J.H., 1975, « Sex of children and ultimate family size by time and class », Social Biology, 23, p. 210-225.
·  Wood C.H., F.D. Bean, 1977, « Offspring gender and family size: implications from a comparison of Mexican Americans and Anglo Americans », Journal of Marriage and the Family, 39, p. 129-139.
·  Yamaguchi K., L.R. Ferguson, 1995, « The stopping and spacing of childbirths and their birth-history predictors: rational-choice theory and event-history analysis », American Sociological Review, 60, p. 272-298.
·  Young C.M., 1977, « Family building differences between same sex and mixed sex families in Australia », Australian Journal of Statistics, 19, p. 83-95.
·  Zeng Y., T. Ping, G. Baochang, X. Yi, L. Bohua, L. Yongping, 1993, « Causes and implications of the recent increase in the reported sex ratio at birth in China », Population and Development Review, 19, p. 283-302.
 
NOTES
 
[*]Mannheim Research Institute for the Economics of Aging, université de Mannheim.
[**]Département de sociologie, université de Pennsylvanie, Philadelphie.Traduit par Éric Vilquin.
[1]Cette note ne traite pas des techniques qui permettent de choisir le sexe de l’enfant, ni de la sélectivité de l’avortement selon le sexe, ni des autres procédés destinés à influer sur la répartition par sexe des enfants d’un couple (voir Goodkind, 1999; Mason et Bennet, 1977; Pebley et Westoff, 1982).
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