1L’âge au mariage des femmes en Inde, longtemps précoce, augmente depuis une vingtaine d’années, mais de façon variable selon les régions et les États. Parallèlement, le niveau d’instruction des femmes s’est dans l’ensemble fortement amélioré, même si d’importantes inégalités spatiales demeurent. Partant des données des recensements de 1981, 1991 et 2001, Premchand Dommaraju analyse au niveau agrégé (celui des districts) le rôle de l’éducation, par rapport à celui d’autres facteurs d’ordre socioéconomique (proportion d’agriculteurs, degré d’urbanisation), culturel (proportion de musulmans), démographique (équilibre du marché matrimonial) ou régional (Est, Ouest, Sud et Nord), sur le calendrier de la nuptialité. Après contrôle de l’ensemble des variables, il apparaît que les changements du niveau d’instruction n’ont eu que peu d’effet sur l’évolution de l’âge au mariage dans les districts : un effet très limité entre 1981 et 1991 et un effet significatif mais modeste entre 1991 et 2001. Les changements sociaux plus globaux sur cette période expliqueraient mieux le recul des mariages précoces. Toutefois, ces résultats au niveau agrégé n’enlèvent rien au rôle important de l’éducation sur l’âge au mariage au niveau individuel.

2On estime généralement que l’éducation est à l’origine de l’évolution de l’âge au mariage dans les pays en développement. Un rapport de la Commission des Nations unies sur la population et le développement (2002) a souligné l’important effet d’entraînement de l’instruction sur l’évolution de la nuptialité, mais cette thèse a été contestée par Mensch et al. (2005). L’influence de l’éducation pourrait être plus limitée qu’on ne le pense habituellement pour deux grandes raisons théoriques. D’une part, il est possible que certains facteurs influent à la fois sur l’instruction et l’âge au mariage. Dans ce cas, la prise en compte de ces facteurs dans les modèles d’analyse affaiblirait le lien entre les deux phénomènes. Mais dans la plupart des études transversales, il est pratiquement impossible de contrôler ces facteurs (modernisation, occidentalisation), car ils ne sont faciles ni à mesurer ni à observer. D’autre part, les progrès de l’éducation pourraient être une conséquence de l’évolution de l’âge au mariage (et non l’inverse). Un modèle simple d’estimation de la relation entre instruction et âge au mariage serait alors biaisé. Bien que l’existence de tels biais soit reconnue, les travaux sur cette question sont peu nombreux. Les variations dans le temps et l’espace de la nuptialité et des niveaux de scolarisation en Inde offrent l’opportunité de démêler les rapports complexes qui lient les deux phénomènes, analysés dans cet article à partir des données des recensements indiens de 1981, 1991 et 2001.

I – Le contexte indien

3Dans la plus grande partie de l’Asie du Sud, le mariage est universel et précoce. En 2000, l’âge moyen au premier mariage (AMPM) des femmes était de 19 ans au Bangladesh (Bangladesh Demographic and Health Survey, 1999-2000 [1]), de 22,7 ans au Pakistan (Pakistan Reproductive Health and Family Planning Survey, 2000-2001 [2]) et de 23,6 ans au Sri Lanka (calculé à partir des données du recensement 2001). Par contre, en Asie de l’Est et du Sud-Est, l’âge au mariage est très variable. En 2000, l’AMPM des femmes était de 28,6 ans au Japon, de 27,1 ans en Corée du Sud, de 24,1 ans en Thaïlande, de 23,3 ans en Chine et de 22,7 ans en Indonésie (Jones et Gubhaju, 2009).

4En Inde, l’âge moyen au premier mariage était de 20,2 ans et seules 2 % des femmes de 30 à 34 ans étaient célibataires au moment du recensement de 2001. Cependant, l’âge au mariage s’élève peu à peu depuis les années 1930. Comme le montre le tableau 1, l’AMPM des femmes a augmenté d’environ un an par décennie entre 1981 et 2001. Une grande part de cet accroissement est due au recul du mariage précoce. Comme les autres paramètres démographiques, en particulier la fécondité et la mortalité, la nuptialité présente de grandes disparités régionales. En 1981, l’AMPM des femmes variait de 21,8 ans au Kerala (maximum) à 16,1 ans au Rajasthan (minimum). En 2001, bien que l’âge au mariage ait augmenté dans chacun de ces deux États, ils conservent leurs positions respectives aux deux extrémités de l’échelle. Il faut souligner que, dans les États du Sud, à l’exception de l’Andhra Pradesh, les femmes se marient relativement tard. Mais il n’y a pas de différence majeure de calendrier du mariage entre les hindous et les musulmans, qui représentent les deux principaux groupes religieux de l’Inde. En 2001, l’AMPM est de 20 ans pour les hindoues et 20,3 ans pour les musulmanes. Les ruptures d’union, par divorce ou séparation, restent rares. Au recensement de 2001, moins d’une femme sur cent était divorcée ou séparée, et cette proportion reste extrêmement stable depuis trois décennies. Les autres aspects de la nuptialité, y compris le choix du conjoint, demeurent eux aussi sans grand changement. En 2005, par exemple, l’endogamie est encore quasi générale, puisque près de 95 % des femmes ont épousé un homme de la même caste que la leur (India Human Development Survey, 2005). De plus, le mariage arrangé reste la norme : seules 5 % des femmes choisissent elles-mêmes leur mari (ibid.).

Tableau 1

Âge moyen au premier mariage et taux d’alphabétisation des femmes en Inde dans les principaux États, 1981-2001

États Âge moyen au premier mariage Taux d’alphabétisation( c) (%) 1981(a) 1991(b) 2001(b) 1981 1991 2001 Andhra Pradesh 17,3 18,3 19,4 24,2 32,7 51,2 Assam – 21,1 21,7 – 43,0 56,0 Bihar 16,6 17,6 18,6 16,5 22,9 33,6 Gujarat 19,5 19,9 20,4 38,5 48,6 55,6 Haryana 17,8 18,9 19,7 26,9 40,5 56,3 Karnataka 19,2 20,1 20,9 33,2 44,3 57,5 Kerala 21,8 22,3 22,0 75,7 86,1 87,9 Madhya Pradesh 16,6 17,8 19,1 24,0 28,9 50,6 Maharashtra 18,8 19,7 20,6 41,0 52,3 67,5 Orissa 19,1 20,2 21,7 25,1 34,7 51,0 Penjab 21,1 21,0 21,6 39,7 50,4 63,6 Rajasthan 16,1 17,5 18,5 14,0 20,4 44,3 Tamil Nadu 20,2 20,9 21,4 40,4 51,3 64,6 Uttar Pradesh 16,7 18,1 19,6 17,2 25,3 43,0 Bengale occidental 19,2 19,7 20,0 36,1 46,6 60,2 Ensemble de l’Inde 18,3 19,3 20,2 29,8 39,3 54,0 Note : Nous nous référons aux frontières des États telles qu’elles étaient avant 2000. La ligne « Ensemble de l’Inde » inclut les petits États ne figurant pas dans le tableau. Sources : (a) 1981 : Registrar General, India, 1988 ; (b) 1991 et 2001 : calculs à partir des données des recensements correspondants ; (c) Government of India, 2002, tableau 4.1.

Âge moyen au premier mariage et taux d’alphabétisation des femmes en Inde dans les principaux États, 1981-2001

5Tandis que la nuptialité évolue lentement, d’autres aspects de la vie familiale connaissent des changements considérables. La fécondité, par exemple, chute de 4,9 enfants par femme en 1974-1980 à 2,7 enfants par femme en 2003-2005 (Bhat, 1996 ; IIPS et Macro International, 2007). Cette baisse de la fécondité survient dans un contexte de mariage universel et relativement précoce ; elle résulte du recours généralisé aux moyens de contraception, principalement la stérilisation féminine, plutôt que du recul de l’âge au mariage. En Andhra Pradesh, un État du sud de l’Inde, la fécondité est tombée au-dessous du niveau de remplacement des générations alors que l’âge au mariage restait relativement bas. Il apparaît que l’évolution de la fécondité a été beaucoup plus rapide que celle de la nuptialité.
Au cours des cinquante années qui ont suivi l’indépendance (1947), l’alphabétisation a fortement progressé en Inde malgré de fortes disparités géographiques. Pendant la période 1981-2001, les taux d’alphabétisation des femmes ont presque doublé, et cette croissance a été particulièrement forte entre 1991 et 2001. Bien que les causes de ce phénomène demeurent incertaines, la politique très volontariste du gouvernement en faveur du développement de l’éducation et les changements économiques depuis la fin des années 1980 ont permis aux familles d’envoyer leurs enfants à l’école. Il faut toutefois noter qu’une forte proportion de personnes alphabétisées n’ont pas suivi de cycle scolaire complet (le recensement définit comme alphabétisé tout individu qui, selon la déclaration du chef de ménage, sait simplement lire ou écrire dans une langue). En 2001, près du tiers des femmes alphabétisées n’avaient pas achevé le cycle primaire (Recensement de l’Inde, 2001 [3]). Mais, comme pour la nuptialité, les taux d’alphabétisation sont très différents d’un État à l’autre, et varient de 34 % au Bihar (minimum) à 88 % au Kerala (maximum).

II – Éducation et mariage

6Quatre scénarios peuvent être envisagés.

7Premier scénario : l’éducation freine la nuptialité et augmente l’âge au mariage. Plusieurs explications ont été proposées. Le mariage et les études sont souvent considérés comme incompatibles, reflétant ainsi l’idée communément admise selon laquelle à chaque âge correspond un type d’activité (Raymo, 1998 et 2003). L’élévation du taux de scolarisation peut faire diminuer le taux de nuptialité chez les femmes en âge d’être scolarisées. Dans les sociétés où l’instruction donne accès à l’emploi, se marier alors qu’on est encore dans le système scolaire entraîne des coûts d’opportunité importants. Ces coûts d’opportunité accrus, en tant qu’obstacles à la réalisation d’objectifs de formation et de carrière, peuvent inciter les femmes à retarder leur mariage (Thornton et al., 1995). Mais dans des contextes où l’activité économique est jugée incompatible avec la condition de femme mariée, les femmes ont le choix entre rester célibataires et se retirer du marché du travail une fois mariées (Jones, 2005 ; Yu, 2005).

8L’éducation peut aussi retarder le mariage en amenant un changement de mentalités : glissement des valeurs traditionnelles vers des valeurs plus individualistes, laïcité, rationalité, autonomie accrue (Caldwell, 2005). L’école met les filles en contact avec des idées, attitudes et aspirations nouvelles, les rendant capables de remettre en question les valeurs traditionnelles (Kritz et Gurak, 1989). Cette évolution des mentalités tend à retarder le mariage dans la mesure où elle accorde plus de place à l’avis des femmes dans les décisions relatives à leur mariage, favorise les choix alternatifs comme la cohabitation, et facilite l’acceptation sociale du célibat. Les recherches au niveau individuel effectuées en Inde ont généralement constaté que l’instruction retarde le mariage, mais n’ont pas trouvé d’explication causale solide à ce phénomène (Bloom et Reddy, 1986 ; Das et Dey, 1998 ; Dharmalingam, 1994).

9Deuxième scénario : l’âge au mariage peut avoir une influence sur les niveaux de scolarisation. La relation causale entre éducation et âge au mariage est alors à double sens. Dans les sociétés où le mariage précoce est la norme, le coût d’opportunité de la scolarisation des filles est élevé. Dans un tel environnement, aller à l’école est souvent considéré comme « une occupation en attendant le mariage » selon l’observation d’Amin et Huq (2008). S’il en est bien ainsi, le niveau d’instruction devrait être influencé par les normes en vigueur quant à l’âge au mariage des femmes. En Asie du Sud, comme ailleurs, on poursuit rarement la scolarité après le mariage et, de fait, la jeune fille quitte l’école en se mariant. Il est donc possible qu’une évolution de l’âge au mariage, pour des raisons sans lien avec l’éducation, ait un effet sur le niveau d’instruction. Peu de travaux ont correctement modélisé la relation d’interdépendance entre scolarisation et âge au mariage, à l’exception notable d’une étude de Field et Ambrus (2008) montrant qu’au Bengladesh le report du mariage entraîne une élévation sensible des niveaux de scolarisation.

10Troisième scénario : les évolutions respectives de l’instruction et du mariage pourraient être induites par les mêmes facteurs non identifiés. Selon Hatti et Ohlsson (1985), le fait qu’en Inde les femmes instruites se marient tard pourrait être dû à des facteurs exogènes qui influent à la fois sur les deux phénomènes. Les auteurs ne précisent pas quels sont ces facteurs, mais la diffusion d’idées et d’attitudes modernes quant aux rôles des femmes en font certainement partie. Audinarayana (1993) signale qu’actuellement en Inde, quel que soit leur niveau d’instruction, les jeunes filles se marient généralement un an ou deux après leurs premières règles. Ce déplacement de l’âge au mariage au-delà du seuil de la puberté reflète une évolution de la perception de l’enfance. Dans des entretiens effectués au Karnataka par Caldwell et al. (1983) et, plus récemment, au Rajasthan par Santhya et al. (2006), les parents justifient leur réticence à marier leurs filles avant la puberté en expliquant qu’elles perdraient une part de leur enfance, et qu’une certaine maturité physique et affective leur semble nécessaire pour assumer les responsabilités de la vie conjugale. Bien qu’il existe peu de recherches sur le rôle des idées dans l’explication des changements d’attitude à l’égard du mariage précoce, il est tout à fait possible que l’évolution des mentalités ait influencé les normes concernant l’âge au mariage.

11Quatrième scénario : la relation constatée au niveau individuel entre éducation et mariage peut différer de celle observée au niveau agrégé. À côté du degré d’instruction de l’individu, les niveaux de scolarisation au sein de la communauté ainsi que d’autres variables collectives peuvent influencer la relation entre éducation et mariage. Dans les sociétés où certaines filles vont à l’école ou travaillent à l’extérieur, leur comportement vis-à-vis du mariage pourrait amener une évolution des normes et légitimer le mariage tardif, y compris pour les filles non scolarisées ou qui ne travaillent pas au dehors. Amin et al. (1998) ont observé que l’âge au mariage des femmes est plus élevé dans les communautés où leur participation à l’activité économique est forte, quelle que soit leur situation individuelle vis-à-vis de l’école ou du travail. L’influence de l’éducation ne se limite donc pas au niveau d’instruction propre à l’individu, et l’âge au mariage peut dépendre de certains facteurs contextuels plus larges.
Une grande partie des travaux récents sur les liens entre éducation et mariage se sont concentrés sur les individus et leurs caractéristiques. Si cette option convient bien à l’analyse du premier scénario, elle peut s’avérer moins appropriée à celle des scénarios suivants. Le recours aux données individuelles est un piège, dans la mesure où l’individu est isolé de son environnement et considéré comme un acteur indépendant (Voss, 2007). Les résultats des analyses de ce type « sont souvent généralisés au niveau d’un pays, d’une région, et même du monde, et sont invoqués, sans justification suffisante, pour interpréter et anticiper les évolutions temporelles au niveau agrégé » (Ní Bhrolcháin et Dyson, 2007, p. 1). En exploitant des données agrégées longitudinales, la présente étude analyse la relation entre l’instruction et le calendrier du mariage. Cette approche est complémentaire à celle des travaux menés au niveau individuel.

III – Données, variables et méthodes d’estimation

Variables

13La principale variable dépendante est la proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans dans le district. Les changements de comportement à l’égard du mariage pour les femmes les plus jeunes ont été particulièrement importants au cours de la période étudiée. Entre 1981 et 2001, au niveau national, la proportion de célibataires parmi les femmes de 15 à 19 ans est passée d’environ 56 % à 75 %, tandis que cette même proportion passait de 3 % à 6 % pour les femmes de 25 à 29 ans. La variable dépendante a donc été choisie de manière à concentrer l’analyse sur l’évolution aux âges les plus jeunes.

14L’éducation est mesurée par deux variables : la proportion de femmes du district qui ont au plus un niveau d’école primaire, et la proportion de femmes du district qui ont achevé un cycle d’études quel qu’il soit (primaire, intermédiaire, secondaire ou supérieur [4]). La première variable sert à examiner comment un niveau d’instruction faible est susceptible de faire évoluer le schéma de la nuptialité. La deuxième regroupe tous les degrés de scolarisation et mesure le niveau général d’instruction de la population féminine du district.

15Nos modèles tiennent également compte, dans chaque district, de la proportion d’actifs employés dans l’agriculture, de la proportion de musulmans, de la proportion de membres des castes et tribus répertoriées, de la proportion de population urbaine, de la région et de la situation du marché matrimonial. Les castes « répertoriées » (les intouchables) et les tribus « répertoriées » (les aborigènes) sont des groupes sociaux marginalisés qui font l’objet de programmes gouvernementaux de discrimination positive en matière d’éducation et d’emploi. La proportion d’actifs travaillant dans l’agriculture sert d’indicateur de la situation économique du district, car celle-ci n’est pas directement mesurée par les recensements. Selon Bhattacharya (2006, p. 270), « les districts à forte proportion d’actifs agricoles sont, ceteris paribus, moins susceptibles que les autres d’avoir connu une évolution de leur structure économique ». Bhat et Halli (1999) ont décrit l’influence de la pénurie de conjoints potentiels sur la nuptialité en Inde. Pour la prendre en compte, un indice simple du degré de tension sur le marché matrimonial (déséquilibre numérique entre hommes et femmes « mariables ») a été introduit dans les modèles. Les définitions de toutes ces variables sont présentées dans le tableau 2.

Tableau 2

Définitions des variables et valeurs moyennes dans l’échantillon (écarts types entre parenthèses)

Variables Définitions 1981 1991 2001 Femmes célibataires de 15 à 19 ans Proportion de célibataires dans la population féminine de 15 à 19 ans par district (%) 50,8 (21,5) 60,6 (19,6) 73,7 (13,4) Niveau d’instruction primaire des femmes Proportion de femmes ayant au plus fréquenté l’école primaire par district (%) 7,3 (4,9) 9,5 (5,6) 12,4 (4,2) Niveau d’instruction des femmes Proportion de femmes ayant achevé l’un des cycles d’études (primaire, intermédiaire, secondaire ou supérieur) par district (%) 14,2 (10,6) 21,1 (13,3) 28,5 (12,5) Enseignants Nombre d’enseignants pour 1 000 habitants de 5 à 19 ans par district (‰) (variable instrumentale) 14,5 (5,1) 18,1 (6,4) - Marché matrimonial Nombre d’hommes célibataires de 20 à 24 ans pour 100 femmes célibataires de 15 à 19 ans par district (%) 100,4 (27,5) 95,2 (22,5) 82,6 (17,1) Main-d’œuvre agricole Proportion de personnes travaillant dans l’agriculture parmi la population active de 15 ans et plus par district (%) 68,9 (16,3) 67,7 (17,4) 62,4 (18,9) Urbanisation Proportion de population habitant les zones urbaines par district (%) 20,5 (15,1) 22,4 (16,1) 23,1 (16,9) Castes répertoriées Proportion d’habitants appartenant à une caste répertoriée dans la population par district (%) 15,9 (7,0) 16,7 (7,1) 16,8 (7,4) Tribus répertoriées Proportion d’habitants appartenant à une tribu répertoriée dans la population par district (%) 8,9 (15,2) 8,9 (15,5) 10,1 (16,8) Musulmans Proportion de musulmans dans la population par district (%) 9,8 (9,1) 10,7 (10,1) 10,4 (9,9) Nord Part des districts des États de Haryana, Penjab, Madhya Pradesh, Rajasthan et Uttar Pradesh (%) 46 45 45 Sud Part des districts des États d’Andhra Pradesh, Karnataka, Kerala et Tamil Nadu (%) 21 22 20 Est Part des districts des États de Bihar, Orissa et Bengale occidental (%) 18 20 22 Ouest Part des districts des États de Gujarat et Maharashtra (%) 14 14 13 Nombre total de districts 326 362 469 Indicateur de période Vaut « 0 » en début de période et « 1 » en fin de période pour les modèles à effets fixes Sources : Recensements de 1981, 1991 et 2001.

Définitions des variables et valeurs moyennes dans l’échantillon (écarts types entre parenthèses)

Méthodes d’estimation

16Nous utilisons trois types de modélisation : la régression par la méthode des moindres carrés ordinaires, le modèle des moindres carrés généralisés à effets fixes et le modèle des doubles moindres carrés. L’augmentation de la proportion de femmes de 15 à 19 ans célibataires entre 1981 et 1991 (ou entre 1991 et 2001) pourrait être expliquée soit par la variation interdistrict (c’està-dire la différence de structure de la nuptialité d’un district à l’autre), soit par la variation intradistrict (c’est-à-dire l’évolution de la nuptialité à l’intérieur de chaque district au cours du temps). La variation interdistrict est modélisée au moyen d’une simple régression par la méthode des moindres carrés ordinaires. La variation intradistrict est modélisée par la méthode des effets fixes. Du fait que c’est l’évolution temporelle du phénomène au sein de chaque district qui est ainsi modélisée, l’impact des caractéristiques sans variation au cours du temps (par exemple, la situation géographique du district) ne peut être estimé. Nous avons également pu analyser les données longitudinales au moyen d’une approche à effets aléatoires qui modélise à la fois les différences entre districts et les variations internes à chacun, et permet une estimation de l’impact des caractéristiques indépendantes du temps. Le modèle à effets aléatoires repose sur l’hypothèse fondamentale que les variables de régression et les effets aléatoires individuels sont exogènes. Le test de Hausman (1978) indique que, dans le cas des données indiennes, cette condition n’est pas satisfaite. Nous ne présenterons donc que les résultats fournis par les modèles à effets fixes.

17Le grand avantage du recours aux données longitudinales est qu’il permet de minimiser (voire éliminer) les biais dus aux variables non observées (Baltagi, 2005, chapitres 2 et 4). L’équation du modèle longitudinal est :

18

19où M_dt est la proportion de célibataires parmi les femmes de 15 à 19 ans dans le district d au temps t ; x_dt, le vecteur des variables explicatives ; ?, le vecteur des coefficients à estimer ; u_dt, la variable des résidus ; ?_d, l’effet non observé propre au district ; v_dt, une variable résiduelle aléatoire de moyenne nulle. Dans le modèle à effets fixes, ?_d est traité comme une constante.

20L’éducation et la nuptialité peuvent être interdépendantes. On peut appréhender cette interdépendance au moyen d’un modèle de régression par la méthode des doubles moindres carrés permettant de tester l’hypothèse d’endogénéité de la scolarisation (Wooldridge, 2002, chapitre 5). Cette méthode s’appuie sur le choix d’une variable instrumentale « fortement corrélée avec la variable explicative qu’elle doit remplacer, mais sans corrélation avec le terme d’erreur » (Pearce, 1992, p. 209). Une bonne variable instrumentale, selon Angrist et Krueger (2001, p. 73), devrait être « corrélée avec la variable explicative potentiellement endogène pour des raisons que le chercheur peut vérifier et expliquer, mais sans corrélation avec la variable dépendante au-delà de son effet sur la variable de régression endogène ».

21Voyons comment se présente le modèle de régression des doubles moindres carrés. Considérons le modèle de régression suivant :

22

23où y₁ est la principale variable dépendante, y₂ est la variable endogène, les z sont les autres variables indépendantes du modèle et u est le terme d’erreur.

24La première étape du modèle des doubles moindres carrés consiste en une régression de la variable endogène (y₂) en utilisant la variable instrumentale (I₁) comme variable indépendante, ce qui peut s’exprimer ainsi :

25

26Dans la deuxième étape, les valeurs ajustées de y₂ produites par l’équation [2] sont introduites dans l’équation [1].
Dans le cas de l’éducation, il est raisonnable de penser que l’existence des écoles pousse à les fréquenter. En l’absence d’une mesure directe de l’offre scolaire dans les districts, on peut utiliser comme indicateur le nombre d’enseignants pour 1 000 habitants ou, mieux, le nombre d’enseignants pour 1 000 habitants d’âge scolaire (5 à 19 ans). On s’attend intuitivement à ce que le nombre d’enseignants soit corrélé avec le niveau d’instruction, mais il est aussi raisonnable de supposer qu’il a peu ou pas d’influence directe sur l’âge au mariage, ce qui signifie que la variable instrumentale se révèle sans corrélation avec la variable dépendante qui nous intéresse.

IV – Résultats

27La statistique descriptive des variables utilisées dans notre analyse est présentée dans le tableau 2. On y voit que l’âge au mariage des femmes est en hausse. Le pourcentage de femmes célibataires de 15 à 19 ans a augmenté d’environ 10 points entre 1981 et 1991, et d’environ 13 points de 1991 à 2001. Les deux indicateurs de la scolarisation féminine témoignent d’une amélioration entre 1981 et 2001. La proportion de femmes ayant au plus un niveau primaire est passé de 7,3 % en 1981 à 9,5 % en 1991 et 12,4 % en 2001. La proportion de femmes ayant achevé un cycle d’études (quel qu’il soit) a doublé depuis 1981 pour atteindre 28 % en 2001. Les autres paramètres indiquent une légère croissance du taux d’urbanisation, un recul de la proportion d’actifs travaillant dans l’agriculture et une augmentation de la part des tribus faisant l’objet de discrimination positive dans la population.

28Le tableau 3 présente les résultats des modèles multivariés qui analysent l’influence de la scolarisation primaire sur la nuptialité des femmes entre 15 et 19 ans. La partie gauche du tableau donne les résultats des modèles de régression par les moindres carrés ordinaires pour chacune des trois années. Les estimations indiquent que l’instruction primaire fait augmenter le pourcentage de femmes célibataires entre 15 et 19 ans, et que cet effet est maximal en 1981. Une élévation de 1 % du taux de scolarisation primaire au niveau du district fait augmenter de près de 2,3 % la proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans en 1981, et d’environ 2 % en 2001. Les modèles transversaux montrent que l’éducation est un facteur important dans l’explication des variations de la nuptialité.

Tableau 3

Instruction primaire et mariage en Inde : coefficients de régression (variable dépendante : proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans)

Estimations transversales Panel 1981-1991 Modèle IV à effets fixes (doubles moindres carrés), 1981-1991 Panel 1991-2001 1981 1991 2001 I II III I II III Niveau d’instruction primaire des femmes 2,27** 1,57** 2,02** 0,98** 0,02 0,32** 1,10 1,33** 0,91** 0,88** (9,8) (7,5) (12,5) (7,7) (0,2) (3,1) (1,1) (11,6) (8,4) (8,6) Main-d’œuvre agricole – 0,05 – 0,29** – 0,17** – 0,15 – 0,12 – 0,27** 0,00 – 0,35** 0,12+ 0,14* (0,6) (3,2) (4,1) (1,0) (1,2) (2,7) (0,0) (6,3) (1,8) (2,2) Urbanisation 0,24** 0,06 0,03 0,50** 0,05 0,13 – 0,11 – 0,16 – 0,09 0,05 (3,0) (0,8) (0,7) (3,9) (0,5) (1,5) – (0,6) (1,5) (1,0) (0,6) Castes répertoriées 0,30* 0,31** 0,13+ 1,25** 0,24+ 0,52** 0,34+ 0,46 – 0,03 0,24 (2,3) (2,7) (1,7) (6,3) (1,6) (3,6) (1,8) (1,1) – (0,1) (0,7) Tribus répertoriées 0,18** 0,19** 0,21** 0,20 0,05 0,07 – 0,16 – 0,70* – 0,47+ – 0,32 (3,2) (3,6) (5,8) (0,6) (0,2) (0,3) (0,4) (2,2) (1,7) (1,2) Musulmans 0,05 0,05 0,09+ 1,95** – 0,35 – 0,22 0,22 0,26 0,18 0,25+ (0,6) (0,7) (1,7) (5,1) (1,2) (0,8) (0,4) (1,6) (1,2) (1,7) Marché matrimonial – 0,31** – 0,27** – 0,11** – 0,26** – 0,17** – 0,13** – 0,19** – 0,45** – 0,33** – 0,25** (11,0) (8,5) (3,2) (10,2) (9,2) (6,8) (6,7) (17,3) (12,6) (9,0) Indicateur de période (1991/2001)(a) 8,44** 10,91** 6,01** 7,21** 15,67** (18,4) (19,3) (2,7) (10,4) (10,9) Période* Instruction primaire – 0,38** – 0,6** (6,7) (6,3) Sud 8,81** 9,12** – 0,79 (4,1) (4,5) (0,6) Est 7,81** 7,34** 0,43 (4,2) (4,0) (0,3) Ouest 11,44** 8,15** 2,80+ (4,4) (3,1) (1,6) N 326 362 469 652 652 652 652 724 724 724 Signification statistique : ** p < 0,01, * p < 0,05, + p < 0,10. Notes : les chiffres entre parenthèses représentent le t de Student. (a) pour le panel 1981-1991, la référence de l’indicateur de période est 1981 ; pour le panel 1991-2001, la référence est 1991. Sources : Recensements de 1981, 1991 et 2001 ; calculs de l’auteur.

Instruction primaire et mariage en Inde : coefficients de régression (variable dépendante : proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans)

29Les colonnes suivantes présentent les estimations fournies par les modèles à effets fixes pour la période 1981-1991. On distingue trois modèles : dans le premier, toutes les variables sont incluses sauf l’indicateur d’évolution temporelle ; dans le deuxième, cet indicateur est également contrôlé ; et dans le troisième, on a introduit un terme d’interaction entre l’indicateur de période et le niveau d’instruction primaire. L’indicateur de période rend compte de l’évolution temporelle de l’âge au mariage entre 1981 et 1991. Le premier modèle à effets fixes montre une influence positive de l’instruction sur la nuptialité, mais les valeurs des estimations sont nettement inférieures à celles qui résultent de la régression par les moindres carrés ordinaires. Dans le deuxième modèle, où l’indicateur de période est contrôlé, l’estimation de l’effet du niveau d’instruction primaire n’est plus significative. Le coefficient de l’indicateur de période montre que le pourcentage de femmes célibataires de 15 à 19 ans était sensiblement plus élevé en 1991 (environ 8,5 %) qu’en 1981, l’éducation et les autres variables étant contrôlées. Le troisième modèle comporte un terme d’interaction entre éducation et période, afin d’examiner si l’influence de l’instruction diffère d’une période à l’autre. L’estimation du terme d’interaction est négative et statistiquement significative : l’effet de l’instruction primaire est de 0,38 point plus faible en 1991 qu’en 1981, passant de 0,32 à – 0,06. Enfin, la colonne suivante présente les estimations fournies par le modèle à effets fixes et variable instrumentale. L’estimation du niveau d’instruction utilisée dans ce modèle est empruntée au modèle de régression par les doubles moindres carrés, dans lequel, on l’a vu, le nombre d’enseignants pour 1 000 habitants de 5 à 19 ans du district sert de variable instrumentale. Là encore, l’estimation du niveau d’instruction primaire n’est pas significative, ce qui suggère qu’il n’y a pas d’interdépendance.

30La dernière partie du tableau présente les résultats des modèles à effets fixes pour la période 1991-2001. Comme dans le cas de la période 1981-1991, l’estimation du niveau d’instruction primaire par le modèle à effets fixes est inférieure à celle produite par le modèle transversal. Mais l’instruction primaire a un effet statistiquement significatif sur la proportion de femmes célibataires, même lorsque l’indicateur de période est contrôlé (modèle II). L’estimation de cet indicateur montre que la proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans était nettement plus élevé (environ 7 %) en 2001 qu’en 1991, l’éducation et les autres variables étant contrôlées. Mais l’influence de la période n’efface pas complètement celle de l’instruction primaire. Dans le dernier modèle, le terme d’interaction entre période et instruction primaire indique que l’impact de l’éducation primaire est de 0,6 point plus faible en 2001 qu’en 1991 (le paramètre passe de 0,88 en 1991 à 0,28 en 2001).
Le tableau 4 présente les estimations de la relation entre l’instruction des femmes (pourcentage de femmes ayant achevé un cycle d’études quel qu’il soit : primaire, intermédiaire, secondaire ou supérieur [5]) et le pourcentage de femmes célibataires de 15 à 19 ans. Ce tableau est structuré de la même façon que le précédent. Les estimations transversales indiquent que l’instruction féminine est positivement corrélée avec le pourcentage de femmes célibataires au niveau du district. Cet effet est évident à chacune des trois époques considérées et particulièrement marqué en 1981. Le modèle longitudinal pour la période 1981-1991 sans contrôle de l’indicateur de période (modèle I) confirme aussi ce résultat, mais l’estimation est plus faible dans le modèle à effets fixes que dans le modèle transversal. D’après le modèle à effets fixes, une augmentation de 1 % du niveau d’instruction des femmes relève d’environ 0,8 % le pourcentage de femmes célibataires de 15 à 19 ans. Dans le modèle suivant, avec indicateur de période, l’effet de l’éducation n’est plus statistiquement significatif. L’estimation de l’indicateur de période montre une augmentation de 9 % du pourcentage de femmes célibataires de 15 à 19 ans, tous les autres facteurs étant contrôlés. Comme pour l’instruction primaire, le terme d’interaction entre éducation et période est statistiquement significatif. L’estimation du terme d’interaction indique que l’effet de l’éducation était significativement plus faible en 1991 qu’en 1981.

Tableau 4

Instruction (tous niveaux) et mariage en Inde : coefficients de régression (variable dépendante : proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans)

Estimations transversales Panel 1981-1991 Modèle IV à effets fixes (doubles moindres carrés), 1981-1991 Panel 1991-2001 1981 1991 2001 I II III I II III Niveau d’instruction des femmes 1,16** 0,88** 0,95** 0,77** – 0,08 0,34** – 1,08 0,88** 0,60** 0,59** (9,8) (9,9) (14,9) (12,0) (1,1) (3,7) (1,1) (14,9) (7,3) (7,8) Main-d’œuvre agricole 0,01 – 0,09 0,07 0,08 – 0,16 – 0,18+ – 0,53 – 0,09 0,10 0,09 (0,1) (1,1) (1,5) (0,6) (1,4) (1,8) (1,3) (1,6) (1,5) (1,4) Urbanisation 0,15+ 0,06 0,04 0,16 0,08 0,12 0,40 – 0,28** – 0,17+ – 0,07 (1,9) (0,9) (1,0) (1,3) (0,8) (1,4) (1,2) (2,9) (1,8) (0,8) Castes répertoriées 0,43** 0,41** 0,17* 0,58** 0,26+ 0,46** 0,55 0,10 0,06 0,08 (3,4) (3,6) (2,3) (3,0) (1,8) (3,2) (1,6) (0,3) (0,2) (0,2) Tribus répertoriées 0,18** 0,20** 0,18** 0,26 0,06 0,02 0,06 – 0,55+ – 0,45 – 0,37 (3,2) (4,1) (5,4) (0,7) (0,2) (0,1) (0,2) (1,9) (1,6) (1,4) Musulmans 0,08 0,07 0,10* 1,13** – 0,40 – 0,08 – 0,91 0,17 0,17 0,23+ (1,0) (1,1) (2,0) (3,2) (1,4) (0,3) (1,4) (1,1) (1,1) (1,6) Marché matrimonial – 0,33** – 0,30** – 0,15** – 0,27** – 0,16** – 0,14** – 0,08 – 0,45** – 0,39** – 0,26** (12,1) (9,9) (4,8) (11,8) (8,5) (7,6) (1,0) (19,2) (15,4) (9,4) Indicateur de période(a) (1991/2001) 8,99** 9,86** 15,07* 4,43** 13,51** (14,8) (17,1) (2,4) (4,7) (10,1) Période* Instruction – 0,20** – 0,26** (7,1) (8,8) Sud 10,14** 8,45** 0,16 (4,9) (4,5) (0,1) Est 7,40** 5,58** 2,05+ (4,0) (3,2) (1,7) Ouest 13,67** 9,24** 3,70* (5,5) (4,0) (2,3) N 326 362 469 652 652 652 652 724 724 724 Signification statistique : ** p < 0,01, * p < 0,05, + p < 0,10. Notes : les chiffres entre parenthèses représentent le t de Student. (a) pour le panel 1981-1991, la référence de l’indicateur de période est 1981 ; pour le panel 1991-2001, la référence est 1991. Sources : Recensements de 1981, 1991 et 2001 ; calculs de l’auteur.

Instruction (tous niveaux) et mariage en Inde : coefficients de régression (variable dépendante : proportion de femmes célibataires de 15 à 19 ans)

31Les résultats du modèle avec variable instrumentale présentés dans la colonne suivante montrent que l’éducation féminine n’a pas d’influence statistiquement significative sur le calendrier du mariage. Le coefficient de l’instruction féminine est négatif et plus élevé que celui du modèle II, mais non statistiquement significatif, comme nous l’avions déjà constaté dans le tableau précédent pour l’éducation primaire. Le caractère non significatif du coefficient de l’instruction dans les modèles IV indique que, même si on tient compte de la possibilité d’endogénéité, l’éducation n’a toujours pas d’impact important sur le calendrier du mariage.

32Les estimations de la période 1991-2001, présentées dans la dernière section du tableau, montrent que l’instruction féminine a eu une influence significative sur la nuptialité des femmes de 15 à 19 ans. Cette influence est importante même quand on introduit dans le modèle un indicateur de période (modèle II), bien que les valeurs des estimations soient nettement plus faibles. Ces résultats contrastent avec ceux du panel 1981-1991, dans lequel l’éducation n’a plus d’effet significatif une fois introduit l’indicateur de période. L’estimation du terme d’interaction entre période et instruction pour le panel 1991-2001 montre que l’influence de l’éducation a diminué entre 1991 et 2001.

Conclusion

33Cet article a évalué l’influence de l’instruction sur les mariages des femmes avant 20 ans en Inde. Si l’éducation joue un rôle important dans l’explication des variations transversales du calendrier de mariage, on est loin d’une relation causale. Quand on prend en compte les effets spécifiques du district et du temps, l’instruction, quel qu’en soit le niveau, cesse d’être un facteur explicatif important de l’évolution du calendrier de mariage entre 1981 et 1991. Cependant, elle semble bien avoir eu une influence, modeste mais statistiquement significative, entre 1991 et 2001. Les estimations des interactions pour les deux périodes indiquent que l’effet de l’éducation a diminué au fil du temps. De plus, l’analyse montre que la diffusion de l’instruction est en grande partie indépendante de l’évolution de l’âge au mariage (c’est-à-dire que la hausse de l’instruction n’est pas endogène aux changements de l’âge au mariage) entre 1981 et 1991. L’indicateur de période joue un rôle important, statistiquement significatif, dans l’explication de l’évolution du calendrier du mariage entre 1981 et 1991, ainsi qu’entre 1991 et 2001. On l’a déjà noté, l’indicateur de période représente l’évolution à long terme du calendrier du mariage. Quand cette évolution temporelle est prise en compte, l’éducation n’a plus guère d’effet significatif dans l’explication de l’évolution du calendrier de mariage entre 1981 et 1991. Mais elle semble bien avoir eu une influence entre 1991 et 2001.

34Cette analyse teste la relation entre instruction et nuptialité au niveau agrégé. On aurait tort de déduire de cette étude que, pour les individus, l’école n’a pas d’influence directe sur l’âge au mariage, car les conclusions de l’analyse de données agrégées ne se sont pas nécessairement vraies au niveau individuel (Schwartz, 1994). Ainsi, les femmes de niveau d’instruction plus élevé peuvent retarder leur mariage même si l’éducation n’a globalement (au niveau agrégé) pas d’influence sur l’âge au mariage. Il faut s’attendre à observer cette discordance entre les effets de l’éducation au niveau individuel et au niveau agrégé. L’instruction mesurée au niveau agrégé, contrairement au niveau d’instruction individuel, rend compte du contexte général et de l’environnement social du district. Et, il est important de le souligner, les facteurs externes peuvent avoir une influence différente à chacun de ces niveaux. Les évolutions de l’éducation et de la nuptialité entraînées par de grandes transformations sociétales qui ne peuvent être appréhendées qu’au niveau des données agrégées. Parallèlement, l’évolution à long terme de l’âge au mariage ne peut être détectée uniquement par une analyse au niveau individuel.

35Cet article visait d’abord à éclaircir la relation entre éducation et nuptialité par l’approche quantitative. Pour bien comprendre le rapport complexe entre instruction et âge au mariage, il faudrait examiner l’évolution des normes et des attitudes en Inde, tant à l’égard du mariage que de l’éducation. Un autre approfondissement de la recherche nécessiterait d’étudier la relation causale entre instruction et âge au mariage au niveau individuel, de façon à concilier les conclusions de l’analyse individuelle et de l’analyse agrégée.
En Inde, l’âge au mariage s’est élevé, indépendamment de l’évolution de l’éducation. Notre analyse montre clairement que l’évolution de la société dans son ensemble joue un rôle important dans l’explication de l’évolution de la nuptialité avant 20 ans. Ces changements sociaux ont sans doute entraîné la diffusion d’attitudes et de valeurs modernes permettant la prise en considération de l’avis de la femme dans le processus de choix de son conjoint et dans les autres questions relatives au mariage. D’autres travaux devront examiner la nature de ces changements sociaux, en particulier le rôle de l’évolution des mentalités dans la diminution du nombre de mariages avant 20 ans en Inde.