La baisse de la fécondité en Iran, 1981-1999 : application de la méthode des probabilités d'agrandissement transversales
Pages 821 à 839
Citer cet article
- HOSSEINI-CHAVOSHI, Meimanat,
- MCDONALD, Peter
- et ABBASI-SHAVAZI, Mohammad Jalal,
- Hosseini-Chavoshi, Meimanat.,
- et al.
- Hosseini-Chavoshi, M.,
- McDonald, P.
- et Abbasi-Shavazi, M.-J.
https://doi.org/10.3917/popu.605.0821
Citer cet article
- Hosseini-Chavoshi, M.,
- McDonald, P.
- et Abbasi-Shavazi, M.-J.
- Hosseini-Chavoshi, Meimanat.,
- et al.
- HOSSEINI-CHAVOSHI, Meimanat,
- MCDONALD, Peter
- et ABBASI-SHAVAZI, Mohammad Jalal,
https://doi.org/10.3917/popu.605.0821
Notes
-
[*]
Demography and Sociology Program, The Australian National University, Canberra, Australie.
-
[**]
Département de Démographie, Université de Téhéran, Iran.
-
[***]
Cet article est une version révisée d’une communication présentée à la session 128 du XXVe Congrès international de la population organisé à Tours par l’UIESP, du 18 au 23 juillet 2005.
Traduit par Éric Vilquin. -
[1]
Le coefficient 7,8 appliqué à P(6+, t) est la parité moyenne des femmes qui ont au moins 6 enfants observée lors de l’enquête démographique et de santé iranienne. Nous avons constaté que sa valeur n’avait pas varié au cours du temps.
1Les outils classiques de mesure de la fécondité en fonction de l’âge sont les taux de fécondité par âge et leur somme, l’indice synthétique de fécondité (ISF). Au vu de ces paramètres, la transition de la fécondité en Iran est passée par plusieurs phases entre 1972 et 2000. Après la mise en place du premier programme de planning familial en 1966, l’ISF aurait baissé de 7,7 enfants par femme en 1966 (Amani, 1970) à environ 6,5 en 1976 (Aghajanian et Mehryar, 1999). L’approbation des méthodes de régulation de la fécondité par l’ayatollah Khomeini en 1979 n’a pas empêché le programme de planning familial de disparaître après la Révolution. Si aucune politique démographique explicite n’a été instaurée à cette époque, le nouveau gouvernement a adopté des mesures qui étaient objectivement natalistes. Peu après la Révolution, l’âge minimum légal au mariage a été ramené de 15 ans à 13 ans pour les filles et de 18 ans à 15 ans pour les garçons (Azimi, 1981). Ensuite, pendant la guerre contre l’Irak, on a encouragé les couples à avoir davantage d’enfants, et on les y a incités au moyen de mesures économiques importantes (Abbasi-Shavazi et al., 2002). En réponse, semble-t-il, à ces mesures, l’ISF a augmenté et s’est stabilisé aux alentours de 7 enfants par femme au début des années 1980.
2En dépit de l’idéologie nataliste du gouvernement révolutionnaire, le régime de haute fécondité n’a pas duré longtemps, et la fécondité est retombée à quelque 6,3 enfants par femme en 1986 et à environ 5,5 en 1988. Après le retournement de la politique démographique du gouvernement et l’adoption d’un nouveau programme de planning familial en décembre 1989, l’ISF réagit – semble-t-il, encore une fois – en chutant brusquement de 5,5 enfants par femme en 1988 à environ 2,8 en 1996, soit une diminution de près de 50 % en six ans (figure 1), (Ladier-Fouladi, 1997). Selon l’enquête démographique et de santé iranienne (EDSI) réalisée en 2000, l’ISF a continué à baisser jusqu’à frôler le niveau de remplacement des générations (2,2 enfants par femme). Ces évolutions ont été décrites avec beaucoup de détails, pour le pays, les provinces et les milieux rural et urbain, par Abbasi-Shavazi et McDonald (2005). Globalement, comme on vient de le dire, les tendances d’évolution de l’ISF peuvent être mises en relation de manière assez précise avec les changements de régime ou de politique.
Évolution de l’indice synthétique de fécondité, Iran, 1972-2000
Évolution de l’indice synthétique de fécondité, Iran, 1972-2000
3Pendant la période 1976-2000, les taux de fécondité ont généralement eu tendance à varier à tous les âges dans le même sens que l’ISF. Quand la fécondité augmentait, elle augmentait à tous les âges, et quand elle diminuait, elle diminuait à tous les âges. Cependant, la hausse du début des années 1980 s’est quelque peu concentrée aux âges où la fécondité est maximale, en particulier dans le groupe 25-29 ans (Abbasi-Shavazi et McDonald, 2005). Ainsi, dans l’ensemble, les tendances des taux de fécondité par âge incitent également à axer l’interprétation de l’évolution de la fécondité sur l’impact de changements sociaux et politiques survenus à un moment déterminé, comme on l’a dit plus haut à propos de l’ISF.
4Après avoir présenté la méthode d’analyse de la fécondité au moyen des probabilités d’agrandissement transversales, nous examinerons les questions suivantes. L’analyse par les probabilités d’agrandissement transversales confirme-t-elle les coïncidences constatées entre les tendances de la fécondité du moment et les changements sociaux et politiques ? Qu’apprenons-nous de plus en recourant à cette méthode ? Au vu des tendances suivies par ces probabilités, la fécondité iranienne va-t-elle continuer de baisser, va-t-elle se stabiliser à un certain niveau, ou va-t-elle se redresser dans le futur ?
I – La mesure de la fécondité au moyen des probabilités d’agrandissement transversales
5Le fait que la fécondité ait diminué à tous les âges pendant la période de baisse indique que, tout à la fois, les jeunes couples retardaient le début de leur vie féconde, les femmes mariées espaçaient davantage la naissance de leurs enfants tandis que les plus âgées cessaient d’en avoir. La simultanéité de ces changements expliquerait l’ampleur de la chute de la fécondité du moment que l’Iran a connue depuis la fin des années 1980, mais elle indique aussi que le calendrier des naissances s’est modifié. Or, le modèle basé sur les taux par âge ne peut pas nous renseigner sur les variations du calendrier des naissances.
6Les taux de fécondité par âge (et leur somme, l’indice synthétique de fécondité) font jouer à l’âge le rôle de variable de contrôle ou de standardisation, car la structure par âge de la population varie d’une année à l’autre. Si on ne prenait pas en compte les variations de la structure par âge (c’est-à-dire si on examinait simplement l’évolution du nombre total de naissances), on pourrait aboutir à une appréciation biaisée de la fréquence à laquelle les femmes ont leurs enfants. Une hausse de la part relative des femmes aux âges où la fécondité est maximale impliquerait une augmentation du nombre des naissances du seul fait de la modification de la structure par âge. Mais l’âge n’est pas le seul caractère structurel d’une population qui puisse influer sur le nombre de naissances d’une année donnée. Les autres grands facteurs de ce type sont la répartition des femmes selon le nombre d’enfants qu’elles ont déjà, c’est-à-dire leur parité, et le temps écoulé depuis la dernière naissance. Pour une meilleure appréciation de l’impact des variations du calendrier des naissances sur la fécondité du moment, le modèle basé sur les probabilités d’agrandissement transversales constitue une alternative à l’approche classique par les taux de fécondité par âge. Dans ce modèle, la variable de contrôle n’est pas l’âge, mais le nombre d’enfants déjà nés associé au temps écoulé depuis la dernière naissance (Feeney, 1983 ; Feeney et Yu, 1987 ; Ní Bhrolcháin, 1987 ; Rallu et Toulemon, 1994 ; Hinde, 1998, chap. 9). On a également soutenu que l’analyse par les parités facilite l’interprétation des tendances de la fécondité parce que les gens décident d’avoir ou non un enfant sur la base du nombre d’enfants qu’ils ont déjà plutôt que sur la base de leur âge.
7Dans le calcul des probabilités d’agrandissement transversales, on regroupe toutes les femmes qui ont eu un enfant d’un rang donné au cours d’une année déterminée, et on mesure la probabilité de cet événement en fonction du temps écoulé depuis la naissance précédente. Ces probabilités sont alors fondues en un indice synthétique global combinant toutes les durées écoulées depuis la dernière naissance. Pour la première naissance, on prend en considération le temps écoulé depuis le premier mariage. Enfin, pour obtenir un paramètre global analogue à l’indice synthétique de fécondité fondé sur les taux par âge, un dernier élément est nécessaire, la probabilité de contracter un premier mariage.
II – Données et méthode
1 – Les données
8La principale source de données pour notre recherche est l’enquête démographique et de santé iranienne (EDSI), réalisée en 2000 auprès d’un échantillon de ménages représentatif de l’ensemble du pays. L’échantillon comptait 113 913 ménages de 28 provinces (plus la ville de Téhéran), soit environ 4 000 ménages par province (2 000 en milieu rural et 2 000 en milieu urbain). Les enquêteurs ont cherché à contacter 91 653 femmes non célibataires âgées de 10 à 49 ans et ils ont réussi à en interroger 90 740. Nous recourons ici à une pondération de l’échantillon afin d’obtenir des estimations valables pour l’ensemble du pays. On a demandé, entre autres, la date de naissance et l’âge au premier mariage éventuel de chaque membre du ménage. Les données sur la santé reproductive, y compris le calendrier de toutes les naissances vivantes, ont été recueillies auprès de toutes les femmes non célibataires âgées de 10 à 49 ans (Iran, Ministry of Health and Medical Education, 2002). La très grande taille de l’échantillon permet de calculer annuellement les probabilités d’agrandissement par parité et par année écoulée depuis la naissance précédente.
2 – Calcul des probabilités d’agrandissement transversales
9Les probabilités d’agrandissement transversales se calculent de la façon suivante :
10Soit N(i, j, t) le nombre de naissances survenues pendant l’année t chez des femmes de parité i, j années après la naissance précédente (rang i – 1) ;
11et F(i, t) le nombre de femmes qui ont eu leur i-ième enfant pendant l’année t.
12La quantité 
13Pour calculer les probabilités d’agrandissement finales (sur l’ensemble de la vie reproductive), en nous appuyant sur la littérature (Feeney et Yu, 1987 ; Ní Bhrolcháin, 1987), nous faisons l’hypothèse que la fin de la dixième année qui suit la dernière naissance – soit en moyenne 10,5 ans après celle-ci – est une approximation acceptable de la fin de la vie reproductive. En d’autres termes, nous supposons que très peu de femmes ont des intervalles intergénésiques supérieurs à 10,5 ans, et l’examen de nos données confirme qu’il en est bien ainsi. Du fait de la troncature, les estimations sur l’ensemble de la vie reproductive ne sont disponibles qu’à partir de 1981. Mais on peut calculer des probabilités d’agrandissement finales sur des durées de vie reproductive incomplètes entre 1971 et 1980, jusqu’au moment où l’effet de troncature ne peut plus être considéré comme négligeable. Le tableau 1 et, de manière plus détaillée, la figure 2 présentent les probabilités d’agrandissement transversales finales pour le passage aux parités 1, 2, 3, 4, 5 et 6 entre 1981 et 1999. Pour ces mêmes parités, les figures 3 à 5 montrent les probabilités cumulées de passage à la parité supérieure au cours de chacune des années qui suivent une naissance de rang donné. Dans le cas de la première naissance, l’intervalle est mesuré à partir du premier mariage. En Iran, il n’y a pratiquement pas de naissances avant le premier mariage.
Probabilité de se marier et probabilités d’agrandissement finales (sur l’ensemble de la vie reproductive) dans les cohortes fictives de parité, femmes non célibataires, Iran, 1981-1999
| Probabilités de passage… | Proportion de femmes réalisant ces transitions (sur l’ensemble de leur vie) en % | |||
|---|---|---|---|---|
| 1981 | 1986 | 1990 | 1999 | |
| de la naissance de la femme au mariage | 98,7 | 96,0 | 95,9 | 86,0 |
| du mariage à la 1re naissance | 98,0 | 97,8 | 96,3 | 94,9 |
| de la 1re à la 2e naissance | 98,6 | 98,7 | 97,4 | 87,4 |
| de la 2e à la 3e naissance | 98,2 | 97,8 | 88,7 | 60,3 |
| de la 3e à la 4e naissance | 98,9 | 95,8 | 89,9 | 50,3 |
| de la 4e à la 5e naissance | 97,9 | 96,0 | 86,2 | 47,2 |
| de la 5e à la 6e naissance | 96,4 | 96,2 | 84,1 | 40,1 |
| Source : enquête démographique et de santé iranienne (EDSI), 2000. | ||||
Probabilité de se marier et probabilités d’agrandissement finales (sur l’ensemble de la vie reproductive) dans les cohortes fictives de parité, femmes non célibataires, Iran, 1981-1999
Probabilités d’agrandissement sur l’ensemble de la vie reproductive dans les cohortes fictives, Iran, 1981-1999
Probabilités d’agrandissement sur l’ensemble de la vie reproductive dans les cohortes fictives, Iran, 1981-1999
3 – Calcul des distributions de parités transversales finales et des parités moyennes
14En fin de compte, on peut utiliser les probabilités d’agrandissement finales de tous rangs (en y ajoutant la probabilité transversale de premier mariage des femmes) pour calculer la parité finale moyenne de la façon suivante :
15Si p(i, t) est la probabilité d’agrandissement finale de la parité i – 1 à la parité i, estimée à partir des données transversales de l’année t, alors, parmi les femmes non célibataires :
- la proportion de celles qui achèveront leur vie reproductive sans avoir d’enfant, P(0, t), sera [1 – p(1, t)] ;
- la proportion de celles qui n’auront qu’un enfant, P(1, t), sera p(1, t) × [1 – p(2, t)] ;
16Si m(t) est la probabilité finale de se marier pour la première fois estimée à partir des données de l’année t (voir plus loin), la parité finale moyenne, estimée à partir des données transversales de premier mariage et de fécondité par rang de l’année t, se calcule comme suit :
17P(t) = m(t)[P(1, t) + 2P(2, t) + 3P(3, t) + 4P(4, t) + 5P(5, t) + 7,8P(6+, t)] [1]
18Les P(t) sont des indices transversaux équivalents à l’indice synthétique de fécondité.
19Pour calculer m(t), la procédure est analogue :
20Si M(j, t) est le nombre de premiers mariages contractés au cours de l’année t par des femmes nées j ans plus tôt, et si W(j, t) est le nombre total de femmes nées j ans auparavant, 
21En combinant, par la technique de la table de survie, les pm(j, t) pour toutes les valeurs de j, on peut calculer m(t), la probabilité transversale finale de contracter un premier mariage. Les proportions transversales cumulées de femmes non célibataires par année d’âge à partir de 10 ans sont présentées dans la figure 6.
III – Les probabilités d’agrandissement transversales iraniennes, 1971-1999
1 – Le passage au rang 1 (à partir du mariage)
22La probabilité d’avoir un premier enfant sur l’ensemble de la vie reproductive n’a guère évolué au cours du temps (figure 2). Elle baisse de 98 % en 1981 à 95 % en 1999, niveau encore élevé en fin de période. On peut donc en conclure que la chute de la fécondité iranienne n’est pas due au fait que les femmes mariées seraient plus nombreuses à choisir de ne pas avoir d’enfant. La partie gauche de la figure 3 montre aussi que la distribution des intervalles entre mariage et première naissance n’a presque pas varié au cours de ces deux décennies. Mais on voit clairement émerger, à la fin des années 1990, une tendance à retarder légèrement la première naissance pendant les toutes premières années du mariage. Cette tendance concorde bien avec l’augmentation de 3 % à 20 % du recours à la contraception avant la première naissance observée pendant les années 1990. Ce phénomène n’a rien de surprenant dans une société à basse fécondité, où les aspirations économiques sont élevées tandis que les perspectives économiques sont restreintes pour beaucoup de jeunes, et où l’âge au mariage reste relativement précoce. Vu transversalement, il est possible qu’une partie de la baisse de la probabilité d’agrandissement finale soit due à cette nouvelle tendance au retard de la première naissance chez les couples mariés. Dans les enquêtes que nous avons réalisées (l’« enquête sur la transition de la fécondité en Iran » de 2002 et l’« enquête sur la faible fécondité iranienne » de 2005), nous n’avons trouvé aucun ou quasi aucun indice d’option explicite pour l’infécondité.
Probabilités d’agrandissement cumulées dans les cohortes fictives, du mariage à la 1re naissance et de la 1re à la 2e, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
Probabilités d’agrandissement cumulées dans les cohortes fictives, du mariage à la 1re naissance et de la 1re à la 2e, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
2 – Le passage au rang 2
23La probabilité d’agrandissement finale au rang 2 (figure 2) était très élevée dans les premières années de la Révolution (99 %) ; elle a baissé lentement jusqu’en 1990 (97 %), puis plus rapidement pendant les années 1990, pour atteindre 87 % en 1999. Ces tendances concordent parfaitement avec celles de l’indice synthétique de fécondité. La partie droite de la figure 3 révèle ce qui est sans doute l’un des résultats les plus intéressants de notre analyse, l’apparition d’un retard très marqué de la deuxième naissance dans les premières années du mariage. Par exemple, la proportion des couples qui ont leur deuxième enfant moins de 3,5 ans après le premier tombe de 81 % en 1981 à 72 % en 1990 et à 34 % en 1999. La différence entre les proportions de 1981 et de 1999 pour la troisième année après la première naissance (47 points de pourcentage) est nettement supérieure à celle que l’on observe pour la dixième année après la première naissance (12 points). Ceci indique clairement qu’on assiste à un allongement de l’intervalle entre les deux premières naissances (modification de calendrier), plutôt qu’à une montée du choix d’avoir un enfant unique (modification d’intensité). Ainsi, il est probable que la proportion des femmes qui n’auront qu’un enfant reste inférieure à 13 % dans toutes les cohortes concernées. Par ailleurs, les données sur les préférences exprimées, que nous avons recueillies en 2002 lors de l’enquête sur la transition de la fécondité en Iran, confirment une certaine émergence de l’option pour l’enfant unique dans plusieurs régions du pays, en particulier dans la province de Gilan (Abbasi-Shavazi et al., 2003 ; Abbasi-Shavazi et al., 2005).
24Le moment où l’intervalle entre les deux premières naissances commence à s’allonger coïncide exactement avec la réintroduction du programme national de planning familial en Iran. Avant 1990, on n’observe pratiquement aucune modification de cet intervalle, ce qui indique que l’explication des variations de la fécondité du milieu des années 1970 à la fin des années 1980 doit être cherchée ailleurs.
3 – Le passage au rang 3
25C’est avec la probabilité d’agrandissement au rang 3 que l’on commence à observer des changements importants dans l’intensité de la fécondité. Au début des années 1980, les probabilités d’agrandissement transversales sur l’ensemble de la vie reproductive montrent que 96 % à 97 % des mères de deux enfants en ont eu un troisième. En 1999, cette proportion est tombée à 60 % (figure 2). Cette évolution est tout à fait parallèle à celle de l’indice synthétique de fécondité : élevé au début des années 1980, en baisse modérée jusqu’en 1990 et en chute plus rapide par la suite. Il est manifeste que le choix de « s’arrêter à deux enfants » est au cœur du processus de chute de la fécondité en Iran. Il est également clair que cette évolution est antérieure à la restauration du programme de planning familial. On peut donc considérer que le programme de planning familial a facilité et accéléré la diffusion d’un type de comportement qui s’était déjà installé dans certaines strates de la société au milieu des années 1980. Ceci corrobore une explication que nous avons proposée au terme de l’analyse de l’enquête de 2002 sur la transition de la fécondité en Iran : la Révolution a élevé le niveau des aspirations économiques de la population, mais l’impossibilité pour les ménages d’atteindre le niveau de revenu qu’ils espéraient est devenue une évidence vers le milieu des années 1980. De plus, il est aussi devenu évident, à la même époque, que les enfants auraient de meilleures perspectives d’éducation et d’ascension sociale si leurs parents avaient les moyens de leur payer des études. Limiter la taille de la famille à deux enfants a dû apparaître aux parents comme une stratégie pour y parvenir (Abbasi Shavazi et al., 2003). Dès lors, une nouvelle question se pose : quels moyens de contrôle de la fécondité les femmes ont-elles utilisé pour limiter leur descendance à deux enfants avant la réinstauration du programme de planning familial ? C’est pour répondre à cette question que nous avons effectué en 2005 l’« enquête sur la faible fécondité iranienne », au cours de laquelle nous avons recueilli, pour la première fois dans ce pays, des histoires détaillées de recours à la contraception.
26Les probabilités d’agrandissement annuelles cumulées (partie gauche de la figure 4) montrent une autre tendance très intéressante, qui n’est pas mise en évidence par les analyses basées sur les taux par âge. L’émergence de la préférence pour la famille de deux enfants semble avoir été précédée par une tendance déjà ancienne à l’espacement des deuxième et troisième naissances, tendance qui s’est maintenue jusqu’au début des années 1980, quand les taux de fécondité étaient au plus haut. Par exemple, d’après les données de la période 1975-1979, 54 % des femmes avaient eu leur troisième enfant moins de deux ans après le deuxième ; elles n’étaient plus que 49 % en 1980-1984, époque où la fécondité était à son maximum. Et cette proportion diminue encore pendant les années suivantes. Cela peut signifier soit que les couples essayaient déjà, mais en vain, de s’arrêter au deuxième enfant, soit qu’ils souhaitaient effectivement allonger l’intervalle entre les deuxième et troisième naissances.
Probabilités d’agrandissement cumulées dans les cohortes fictives, de la 2e naissance à la 3e et de la 3e naissance à la 4e, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
Probabilités d’agrandissement cumulées dans les cohortes fictives, de la 2e naissance à la 3e et de la 3e naissance à la 4e, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
27En fin de compte, ce qui indique qu’il s’agissait d’une stratégie d’arrêt plutôt que d’une stratégie d’espacement, c’est le fait qu’entre 1981 et 1999, la baisse des probabilités d’agrandissement sur l’ensemble de la vie reproductive (38 points de pourcentage) est semblable à la baisse cumulée au terme de la troisième année suivant la deuxième naissance (46 points).
28Par conséquent, la probabilité d’agrandissement finale mesurée en 1999 n’est sans doute guère affectée par un changement de calendrier.
4 – Le passage au rang 4 et aux rangs supérieurs
29Le phénomène de limitation de la famille à deux enfants à partir de 1986 s’étend aux parités supérieures, dans le sens où les femmes qui avaient déjà plus de deux enfants ont eu de plus en plus tendance à s’en tenir à la parité atteinte, quelle qu’elle soit (figure 2 et tableau 1). Entre 1986 et 1990, bien avant que le programme de planning familial ait produit ses effets, la tendance à l’arrêt de la procréation s’est amplifiée avec la parité atteinte. Ce phénomène s’est accentué entre 1990 et 1999 grâce au programme de planning familial.
30Les figures 4 et 5 confirment au fil du temps la forte tendance à cesser d’avoir des enfants quelle que soit la parité atteinte. Le décrochement le plus important se situe dans les premières années du programme de planning familial (entre 1990 et 1993), ce qui incite à penser qu’il y avait un immense besoin non satisfait de moyens de contraception, et qu’il a été comblé dès que la possibilité en a été offerte. Qu’il s’agisse d’une stratégie d’arrêt plutôt que d’une stratégie d’espacement, cela est de nouveau indiqué par le fait que la baisse des probabilités d’agrandissement sur l’ensemble de la vie reproductive est très proche de la baisse observée au terme de la troisième année suivant la naissance précédente. Nous considérons donc que les probabilités d’agrandissement finales pour toutes les naissances de rang supérieur à deux sont sans doute très peu affectées par des changements de calendrier.
31D’un point de vue théorique, il est évident que la tendance à l’arrêt de la procréation était un phénomène nettement transversal. Elle ne s’est pas diffusée progressivement d’une cohorte à l’autre, par exemple du fait de la hausse des niveaux d’instruction. La demande de contraception était générale chez les femmes de tous âges. Corrélativement, nous avons observé que la dimension idéale de la famille ne varie guère en fonction de l’âge de la femme. Les plus âgées comme les plus jeunes se déclarent pour un idéal de faible fécondité (Abbasi-Shavazi et al., 2004). Ceci corrobore notre thèse selon laquelle la chute de la fécondité est due au désir des familles d’améliorer leur situation économique et les perspectives d’éducation de leurs enfants. Cela montre aussi l’effet puissant de la large diffusion des services de planning familial à travers le système de santé publique.
Probabilités d’agrandissement cumulées dans les cohortes fictives, de la 4e naissance à la 5e et de la 5e naissance à la 6e, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
Probabilités d’agrandissement cumulées dans les cohortes fictives, de la 4e naissance à la 5e et de la 5e naissance à la 6e, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
5 – La fréquence du premier mariage
32L’âge minimum légal au premier mariage a été abaissé peu après la Révolution islamique. En réaction, semble-t-il, à ce changement, la proportion de personnes qui se sont mariées très jeunes a légèrement augmenté entre 1975 et 1980 (figure 6). Au cours des années 1980, cette tendance a été contrée par la généralisation de l’enseignement secondaire pour les filles, si bien qu’on a observé une forte baisse de la proportion des femmes mariées avant 18 ans (dans la perspective d’une table de nuptialité du moment), surtout entre 1980 (66 %) et 1986 (49 %). Mais, entre 1987 et 1990, les taux de nuptialité à 20 ans et au-delà ont augmenté, dans le contexte d’une petite vague de mariages consécutive à la fin de la guerre
Probabilités cumulées de contracter un premier mariage dans les cohortes fictives, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
Probabilités cumulées de contracter un premier mariage dans les cohortes fictives, Iran, 1981-1999, années sélectionnées
33Iran-Irak. Comme on le verra plus loin, cette hausse des taux de nuptialité à la fin des années 1980 a permis de maintenir la fécondité du moment à un niveau plus élevé que celui que l’on aurait observé si elle n’avait pas eu lieu (effet de calendrier). Au cours des années 1990, l’âge au premier mariage a continué à s’élever progressivement du fait que les femmes étaient de plus en plus nombreuses à poursuivre des études supérieures. Sur la période 1981-1999, l’indice synthétique de primo-nuptialité a chuté de 99 % à 86 %. Mais cette baisse s’est interrompue à la fin des années 1990 et, sur la base des données sur les préférences déclarées et des proportions observées de premiers mariages dans les générations, nous estimons que, parmi les Iraniennes âgées de 20 ans et plus en 1999, au moins 95 % se marieront un jour. Cela signifie, à notre avis, que le changement de calendrier a eu un impact important sur le taux de primo-nuptialité du moment à la fin des années 1990. Tout en soulignant la complexité de ces tendances, cependant, nous nous attendons à ce que l’arrivée à l’âge adulte des générations pléthoriques nées au début des années 1980 retarde encore l’âge au mariage après l’an 2000. Ces générations vont faire face, à la fois, à de sérieuses difficultés économiques, dues à la concurrence sur le marché de l’emploi et sur celui du logement, et à une forte tension sur le marché matrimonial, étant donné les déséquilibres qui résulteront des énormes variations d’effectif des générations successives.
6 – Distributions de parités transversales finales et parités moyennes
34À titre d’indices synthétiques, nous avons calculé les parités transversales finales et le nombre total moyen d’enfants dans les cohortes fictives de parités (tableau 2 et figure 7), tels qu’ils sont décrits à la section II. Pour effectuer ces calculs, nous avons projeté les proportions cumulées de femmes non célibataires jusqu’à 49 ans en utilisant les probabilités connues les plus proches pour les âges où les données réelles n’étaient pas disponibles. Par exemple, pour l’année 1981, nous utilisons les probabilités réelles de premier mariage avant 30 ans, mais pour l’âge de 31 ans nous employons la probabilité réelle de 1982, pour l’âge de 32 ans celle de 1983, et ainsi de suite.
Distribution des parités finales et parités finales moyennes dans les cohortes fictives de parité, Iran, 1981-1999
| Parité finale | Distributions (%) | |||
|---|---|---|---|---|
| 1981 | 1986 | 1990 | 1999 | |
| 0 (célibat définitif)(a) | 1,3 | 4,0 | 4,1 | 14,0 |
| 0 (femmes mariées) | 2,0 | 2,1 | 3,6 | 4,4 |
| 1 | 1,4 | 1,3 | 2,4 | 10,3 |
| 2 | 1,7 | 2,1 | 10,2 | 28,3 |
| 3 | 1,0 | 3,8 | 8,0 | 21,3 |
| 4 | 2,0 | 3,5 | 9,9 | 11,4 |
| 5 | 3,2 | 3,1 | 9,8 | 6,1 |
| 6 et plus | 87,4 | 80,2 | 52,1 | 4,1 |
| Total | 100,0 | 100,0 | 100,0 | 100,0 |
| Parité moyenne(b) | 7,0 | 6,6 | 5,3 | 2,4 |
| ISF (calculé à partir des taux par âge) | 6,8 | 6,2 | 5,4 | 2,3 |
| (a) Le célibat définitif correspond ici à une mesure transversale. (b) On suppose une parité moyenne de 7,8 pour les femmes qui ont 6 enfants ou plus. Sources : Calculs à partir des données du tableau1. ISF tirés de Abbasi-Shavazi et McDonald (2005, tableau2). | ||||
Distribution des parités finales et parités finales moyennes dans les cohortes fictives de parité, Iran, 1981-1999
Parité finale moyenne dans les cohortes fictives comparée à l’ISF (méthode des enfants propres), Iran, 1981-1999, années sélectionnées
Parité finale moyenne dans les cohortes fictives comparée à l’ISF (méthode des enfants propres), Iran, 1981-1999, années sélectionnées
35Le renversement de la distribution des parités transversales finales coïncide de manière tout à fait étonnante avec la chute de l’indice synthétique de fécondité : la proportion des femmes qui ont 6 enfants ou plus tombe de 87 % à 4 % seulement en moins de vingt ans, et celle des mères de 3 enfants ou moins passe de 7 % à 78 %.
36Les parités finales moyennes qui résultent de ces distributions et les indices synthétiques de fécondité sont présentés sur la figure 7 pour toutes les années de 1981 à 1999 ; les ISF sont les moyennes des indices obtenus en appliquant la méthode des enfants propres aux données du recensement de 1996 et de l’EDSI de 2000. Ces deux paramètres sont très proches, mais la parité finale moyenne du moment a tendance à surpasser légèrement l’indice synthétique de fécondité pendant la période de baisse rapide.
IV – Discussion
37Dans une perspective historique large, l’analyse des tendances de la fécondité du moment sur la base des parités mène aux mêmes conclusions que sur la base des taux par âge. Mais l’analyse des parités atteint un degré de finesse dont l’analyse des taux par âge est incapable et, surtout, elle fournit des indices que l’on peut relier plus directement à l’évolution des comportements que les paramètres fondés sur les taux de fécondité par âge. On peut également utiliser ces indices pour distinguer les changements qui portent sur le long terme (intensité) de ceux qui sont plus temporaires (calendrier). Ceci permet d’améliorer l’interprétation des tendances passées et facilite l’estimation des tendances futures probables.
38Pour résumer, nous avons constaté dans cette recherche que, malgré la chute spectaculaire de la fécondité, la proportion d’Iraniennes non célibataires sans enfant n’a presque pas varié. On a observé récemment, depuis 1995, que certains couples mariés commençaient à retarder la naissance de leur premier enfant. Ce phénomène peut être dû au fait que, si la pression sociale en faveur du mariage précoce est restée forte, les perspectives d’emploi et de revenu des jeunes se sont dégradées. Le retard de la première naissance chez les couples mariés est une réaction rationnelle à cette situation. La proportion des mères d’un enfant unique (en perspective transversale) était de l’ordre de 2 % à 3 % avant la remise en place du programme de planning familial. Depuis lors, la proportion des femmes qui n’ont qu’un seul enfant a fortement augmenté. On observe également, depuis 1990, un allongement très important de l’intervalle entre les deux premières naissances. Ce retard croissant de la deuxième naissance est probablement à l’origine d’une légère modification de calendrier de la probabilité d’agrandissement transversale au rang 2 (sur l’ensemble de la vie reproductive) ; la valeur de 13 % atteinte en 1999 peut donc être en partie artificiellement surestimée. De plus, dans une autre recherche, nous avons constaté l’émergence d’une préférence pour l’enfant unique dans une partie de la population.
39Le désir de s’en tenir à deux enfants a commencé à se manifester au milieu des années 1980, et il s’est très largement répandu au cours des années 1990, ce qui concorde bien avec l’évolution de l’indice synthétique de fécondité. La large diffusion de la norme de la famille de deux enfants est le principal facteur de la chute de la fécondité en Iran. On pense aussi que certaines femmes iraniennes essayaient déjà de limiter leur descendance à deux enfants avant le milieu des années 1980, mais souvent sans y parvenir. C’est l’allongement de l’intervalle entre les deuxième et troisième naissances, même pendant la période de forte fécondité du début des années 1980, qui nous inspire cette conclusion. Il peut s’expliquer par des tentatives de contrôler la fécondité alors que les moyens de contraception n’étaient pas encore facilement accessibles.
40Le phénomène de limitation de la descendance à deux enfants s’est accompagné, chez les femmes dont la parité était déjà supérieure à deux, de l’arrêt de la procréation à la parité atteinte, quelle qu’elle soit. En d’autres termes, on constate nettement, en perspective transversale, un arrêt de la procréation chez toutes les mères de deux enfants ou plus. Et, comme on pouvait s’y attendre, cette tendance à l’arrêt est d’autant plus forte que la parité est élevée. Ces évolutions suivent tout à fait le calendrier des variations de l’indice synthétique de fécondité.
41Ce phénomène est clairement illustré par la figure 8, qui présente une décomposition de l’évolution de la fécondité totale du moment selon les variations de la probabilité de contracter un premier mariage et celles des probabilités d’agrandissement successives entre 1981 et 1999. La ligne supérieure, intitulée « De la naissance au mariage », représente les variations de la fécondité totale du moment qui auraient été observées si seules les probabilités de contracter un premier mariage avaient varié, toutes les autres probabilités d’agrandissement restant inchangées depuis 1981. La deuxième ligne, « Du mariage à la première naissance », y ajoute l’effet des variations de la probabilité d’agrandissement au rang 1. Les variations des autres probabilités d’agrandissement sont introduites successivement jusqu’au « rang 6 et plus » ; la dernière ligne montre l’évolution réelle de la fécondité totale du moment.
Décomposition de la baisse de la fécondité iranienne entre 1981 et 1999 selon les probabilités de contracter un premier mariage et les probabilités d’agrandissement successives
Décomposition de la baisse de la fécondité iranienne entre 1981 et 1999 selon les probabilités de contracter un premier mariage et les probabilités d’agrandissement successives
42La figure montre que la seule modification du calendrier du mariage aurait réduit la fécondité totale du moment de 7,0 à 6,0 enfants par femme sur l’ensemble de la période considérée. L’allongement de l’intervalle entre mariage et première naissance n’abaisse que légèrement l’indice, qui passe à 5,8. Le retard de la deuxième naissance le réduit encore de 0,5 enfant (5,3). C’est dans l’évolution des probabilités de passage au premier mariage, à la première naissance et à la deuxième naissance que les effets de calendrier jouent un rôle, comme nous l’avons montré dans cet article. Néanmoins, nous n’envisageons pas un renversement de ces tendances dans un futur prévisible, c’est-à-dire que nous ne considérons pas ces modifications de calendrier comme temporaires. Pourtant, dans le passé, on a déjà observé de telles modifications temporaires. À la fin des années 1980, juste après la fin de la guerre Iran-Irak, l’évolution de la probabilité transversale de contracter un premier mariage a eu pour effet une augmentation de la fécondité (d’environ 0,2 enfant par femme), et celle de la probabilité d’agrandissement au rang 2 a aussi influencé légèrement la fécondité dans le même sens. Ces effets de calendrier ont provoqué une cassure (un palier) dans la baisse de la fécondité entre 1987 et 1990, ce qui a amplifié d’autant la chute de la fécondité après 1990. Cette observation, qui n’aurait pas pu être faite sur la base des indices classiques de fécondité par âge, montre le pouvoir explicatif du modèle fondé sur les probabilités d’agrandissement.
43Comme on s’y attendait, c’est la baisse de la probabilité d’agrandissement de la deuxième à la troisième naissance qui a l’effet de loin le plus important sur la fécondité. Ce phénomène apparaît à la fin des années 1980 et s’amplifie par la suite. Il est responsable, globalement, d’une réduction de l’ISF d’environ 1,6 enfant par femme. La baisse de la probabilité d’agrandissement de la troisième à la quatrième naissance se manifeste dès 1984 et constitue le premier signe concret du démarrage de la baisse de la fécondité. Son impact augmente peu à peu jusqu’en 1987, stagne entre 1987 et 1990 et recommence à croître par la suite. Les mêmes observations s’appliquent, mais à un moindre degré, à la probabilité d’agrandissement de la quatrième à la cinquième naissance. La diminution de ces trois probabilités d’agrandissement, du rang 2 au rang 5, n’est certainement pas temporaire et implique donc une chute irréversible de l’intensité de la fécondité. Elle révèle la stratégie d’arrêt de la procréation qui est le facteur central de la baisse de la fécondité iranienne.
V – Implications pour l’avenir de la fécondité
44La prochaine génération à atteindre l’âge d’avoir des enfants est la génération très nombreuse née dans les premières années de la Révolution. Il est très probable qu’elle va être confrontée à de grandes difficultés en matière d’accès à l’emploi, malgré son niveau d’instruction plus élevé que celui des générations précédentes. Le coût du logement sera également plus élevé pour les membres de cette génération, qui seront plus nombreux à chercher du travail en milieu urbain. On s’attend donc à voir cette génération limiter sa fécondité au moins autant, et sans doute davantage, que les générations d’âge fécond les plus récentes. Pour des motifs économiques, il va y avoir une forte incitation à retarder la première naissance, et la progression de l’accès à l’enseignement supérieur va renforcer cette tendance. Le même effet pourrait être obtenu par le retard du mariage, mais le caractère conservateur de la société iranienne mettra un frein à l’élévation de l’âge au mariage – quoiqu’on imagine difficilement comment la « demande de mariage plus tardif » sera contrôlée. La tendance au retard de la première naissance chez les couples mariés va donc certainement se maintenir, et elle pourrait aussi être encouragée par le programme iranien de planning familial. Ces tendances vont perpétuer l’« effet de calendrier » sur la fécondité iranienne, autrement dit, les naissances seront reportées à plus tard. Par conséquent, si on y ajoute les effets d’intensité actuellement observés, qui peuvent encore potentiellement réduire la fécondité, on peut s’attendre à voir la fécondité du moment chuter davantage qu’elle ne l’a fait jusqu’à présent.
45Nous n’avons pas examiné dans cet article les tendances au niveau des provinces, mais notre autre recherche sur ce sujet (Abbasi-Shavazi et McDonald, 2005) indique que les taux de fécondité des provinces évoluent de façon convergente. Cela signifie que la fécondité va continuer à diminuer dans les provinces où elle est supérieure à la moyenne nationale. De plus, notre dernière enquête de 2005, sur la faible fécondité iranienne, montre que, dans deux des provinces couvertes, celle de Gilan et la ville de Téhéran, la fécondité est déjà tombée au-dessous de 1,5 enfant par femme.
46Considérées ensemble, les tendances observées au niveau des individus et au niveau des provinces vont probablement conduire, dans quelques années, à une fécondité très inférieure au niveau de remplacement des générations. Ceci coïncidera avec l’entrée des générations pléthoriques nées après la Révolution dans leur période de fécondité. C’est ainsi que, en termes de nombre total de naissances, le faible taux de fécondité ne va pas amener un nouveau rétrécissement de la base de la pyramide des âges, mais seulement amortir l’effet de l’arrivée aux âges féconds des générations nées après la Révolution.
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- Abbasi-Shavazi M.J., McDonald P., 2005, « National and provincial-level fertility trends in Iran, 1972-2000 », Working Paper in Demography, n° 94, The Australian National University.
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