Chapitre 4 Questions, hypothèses et méthodologie
4.2 Corpus, sources et variables
4.2.3 Une analyse de la fécondité à partir des recensements anciens : variables et
Les recensements de la population sont une source de données d’une très grande richesse pour l’analyse des populations du passé. Bien que nous ayons déjà beaucoup insisté sur leur exhaustivité, sur la richesse des informations qu’ils contiennent et, surtout, sur l’avantage d’en exploiter les microdonnées, les recensements canadiens et américains du tournant du XXe siècle ne contiennent pas toutes les mêmes
informations. Ils varient d’une mouture à l’autre. Par exemple, les recensements canadiens antérieurs à celui de 1901 ne contiennent aucune information sur les langues; ceux antérieurs à 1880, aux États-Unis, et à 1891 au Canada, ne contiennent aucune information permettant d’établir directement la relation qui unit chacun des individus à son chef de ménage; et de manière générale les recensements américains ne contiennent aucune information relative à la religion à laquelle adhère chaque individu.
Toutefois, le plus grand défi d’une analyse des comportements reproducteurs à partir des données censitaires est de jongler avec l’absence, pour la très grande majorité des recensements, d’informations concernant les comportements de fécondité. Pour la période à laquelle nous nous attardons, seuls les recensements américains contiennent ce type d’information. Ainsi, les recensements de 1890, 1900 et 1910 questionnaient toutes les femmes ayant déjà été mariées sur le nombre total d’enfants auxquels elles avaient donné naissance (qu’ils soient nés du présent mariage ou d’un mariage préalable, dans le cas des femmes remariées) et sur le nombre d’enfants toujours vivants, qu’ils soient présents ou non au sein du ménage. Les femmes enquêtées étaient donc celles qui étaient mariées, veuves ou divorcées au moment du recensement. Les femmes célibataires n’avaient pas à répondre à cette question auprès de l’énumérateur84F
85 . Au Canada, cette information n’est insérée au questionnaire de recensement qu’en 1941.
84 Pour obtenir des informations concernant les méthodes d’échantillonnage, voir Darroch et collab. (2007) ou consulter https://ccri.library.ualberta.ca/frdatabase/sampling/4ponderation/index.html
85 Conséquemment, bien qu’a priori ces informations puissent paraître une source directe pour la mesure de
la fécondité, elles demeurent un moyen d’établir des mesures de fécondité maritale seulement. Qui plus est, cette information demeure une information « auto-déclarée » par la personne recensée et peut être sujette à certaines omissions et/ou erreurs de déclaration. Ainsi, avant la mise sur pied de la collecte des données
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Une méthode d’estimation indirecte des comportements de fécondité doit conséquemment être employée afin de tirer profit et de comparer adéquatement les données issues des quatre recensements qui composent notre corpus.
Les deux sections suivantes présentent respectivement les ratios enfants-femme comme méthode d’estimation indirecte de la fécondité puis l’opérationnalisation des informations tirées des recensements de manière à répondre aux trois questions de recherche énoncées dans la première section de ce chapitre.
4.2.3.1 Les ratios enfants-femme
De nombreux travaux canadiens, américains et européens, tant dans le passé que dans le présent, qui étudient les comportements de fécondité reposent sur l’exploitation des données de recensement (Grabill, 1958; Henripin, 1968; Desplanques, 1993; Hacker, 2003; Gauvreau et collab. 2007a; St-Amour et Girard, 2012). Lorsque nécessaire, c’est-à-dire en l’absence d’information relative aux comportements de fécondité, les études reposent sur des méthodes d’estimation indirecte, certaines plus raffinées que d’autres, selon les informations disponibles dans les recensements et leur niveau d’agrégation. L’ensemble de ces méthodes indirectes repose sur le rapport établi à partir de deux informations qu’il est possible d’obtenir dans tous les recensements : le nombre d’enfants d’un groupe d’âge donné et le nombre de femmes d’âge fécond. Ce rapport, ou ratio, constitue une moyenne du nombre d’enfants par femme en âge de procréer.
Le choix du groupe d’âge des enfants permet d’estimer le taux de fécondité au cours d’une période définie. Par exemple, pour une analyse des comportements de fécondité des cinq années précédant la tenue du recensement, les enfants âgés entre 0 et 4 ans sont retenus, et pour une analyse des dix années précédentes, ce sont ceux âgés entre 0 et 9 ans qui le sont. Gauvreau et collab. (2000) mentionnent que l’emploi du nombre d’enfants âgés de 0 à 4 ans au numérateur est le scénario le plus fréquemment employé. Le taux de couverture du recensement chez les moins de cinq ans est généralement plus élevé
d’état civil, en l’occurrence ici l’enregistrement systématique de toutes les naissances, les mesures de la fécondité demeurent somme toute des mesures d’estimation indirecte.
105 que chez les enfants âgés de 5 à 9 ans85F
86. Qui plus est, cela amenuise l’écart temporel entre le moment où
sont colligées les informations lors de la tenue du recensement et celui où les femmes ont eu leurs enfants86F
87.
Cette méthode d’estimation indirecte de la fécondité porte plusieurs dénominations au sein de la littérature : ratio enfants-femme, rapport enfants-femme, décompte des enfants au foyer, « fertility ratios » et « own- child method »87F
88. Bien qu’il y ait plusieurs dénominations, il y a dans les faits trois degrés de raffinement de
cette méthode indirecte. Le degré de raffinement fait référence aux mesures et à l’application de méthodes de correction des différents biais (structures par âge, mortalité, sous-dénombrement, etc.) induits par l’utilisation d’une méthode d’estimation indirecte à partir des données censitaires pour calculer le taux de fécondité d’une population donnée.
La première version est le ratio enfants-femme calculé à partir du nombre d’enfants et du nombre de femmes d’âge fécond pour une population ou une sous-population donnée. Cette mesure a l’avantage de pouvoir être calculée assez facilement, et ce, même à partir d’informations publiées et agrégées. Elle limite toutefois l’analyse de la fécondité à des associations générales à des échelles géographiques relativement vastes (ex. villes, comtés, régions, provinces, etc.).
La seconde déclinaison est le calcul du ratio enfants-femme basé sur l’association directe entre les jeunes enfants et leur mère. Ce niveau de raffinement permet, selon David Hacker (2003), de créer un historique partiel des naissances pour chacune des femmes du corpus88F
89. Cet exercice n’est possible que si l’on utilise
les microdonnées de recensement, c’est-à-dire les données nominatives pour lesquelles la relation au chef
86 Gauvreau et collab. (2000) estiment à 15% la proportion d’enfants âgés de 5 à 9 ans qui ne figurent pas
au sein du même ménage que celui de leurs parents sur les listes nominatives pour des raisons de mortalité (enfant ou parent(s)), de cohabitation au sein d’un ménage apparenté ou non, ou d’éducation, entre autres. En revanche, les deux tests de couverture du recensement de 1901 chez les enfants de 0 à 4 ans réalisés pour la ville de St-Hyacinthe et pour la région du Saguenay ont permis de conclure à une très grande fiabilité des données censitaires pour ce groupe d’âge.
87 C’est également l’un des avantages de l’utilisation des ratios enfants-femme comparativement aux
questions relatives à la descendance finale disponibles dans certains recensements. Les ratios enfants- femme minimisent le biais engendré par de potentielles différences concernant les caractéristiques individuelles au moment de la naissance et au moment du recensement. Ils permettent davantage d’approcher l’influence des conditions du milieu sur les comportements reproducteurs.
88 Traduit notamment par méthode des enfants-propres dans Joubert (2013).
89 En anglais : “By linking own children in census microdata samples to their mothers’ records, it is
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de ménage et l’âge peuvent être associés à chacun des individus89F
90. L’avantage principal de lier les enfants
à leur propre mère est de calculer et de comparer les différents ratios en fonction des caractéristiques de la femme, de son mari, voire celles des autres membres du ménage. Ce niveau de raffinement permet aussi de calculer les ratios pour les femmes d’un groupe d’âge plus spécifique que celui des 15 à 49 ans pris globalement. Cela permet de d’isoler certains groupes de femmes momentanément au fil de l’analyse, comme par exemple les femmes âgées de 45 à 49 ans, ce qui pourrait permettre de constater certains comportements d’arrêt de la procréation ou non chez diverses sous-populations. Par-delà le raffinement à partir de l’âge des femmes dont nous analysons les comportements de fécondité, l’utilisation des ratios basés sur les enfants propres permet de les calculer en fonction des autres caractéristiques des femmes, telles que l’occupation, l’alphabétisation, etc., et des autres membres du ménage avec qui les enfants et leur mère sont recensés (ex. mari (père), les autres enfants (frères et sœurs) et les autres membres du ménage). Compte tenu de l’objectif général de cette thèse, la méthode des enfants-propres est tout indiquée pour conduire nos analyses. Elle est donc celle que nous avons retenue.
En plus du pouvoir analytique décuplé qu’offre ce second niveau de raffinement dans la méthode de calcul des ratios enfants-femme, celui-ci peut être standardisé selon une structure par âge donnée. La comparaison des comportements de fécondité de populations différentes est nécessairement influencée par la variation de la structure par âge de chacune. En clair, cela apporte un biais à la comparaison des ratios enfants-femme dont le dénominateur, c’est-à-dire le nombre de femmes d’un groupe d’âge donné, est influencé par une telle composante structurelle. À partir de ratios enfants-femme ventilés par groupes d’âge quinquennaux des femmes (15-19 ans, 20-24 ans, 25-29 ans, etc.), cela permet d’accorder, en fonction d’une structure de population commune, un seul et même poids à chacun des groupes d’âge, et ce, d’une ville et d’une année à l’autre, de sorte que l’on « contrôle » pour l’effet des variations structurelles de la composition par âge des populations comparées. Ainsi, les différences perceptibles entre des ratios dits « standardisés » s’interprètent en fonction d’autres facteurs (économiques, sociaux, culturels) en faisant alors fi de l’influence de la structure par âge de chacune des populations. La standardisation des ratios selon la structure par âge nécessite toutefois que les données puissent être subdivisées selon les intervalles d’âge choisi. Les microdonnées de recensement sont idéales en ce sens. Cette opération demeure néanmoins très sensible si le nombre de cas est très faible. Le fait d’employer des corpus qui
90 En ce qui à trait la déclaration de l’âge des individus au recensement, et ce principalement dans le cas des
très jeunes enfants, Gauvreau et collab. (2000) ont conclu à la relative robustesse de cette information pour le recensement de 1901. Nous posons donc l’hypothèse que la situation n’était guère différente pour les recensements canadiens et américains de 1880, 1881, 1910 et 1911. Qui plus est, en utilisant des groupes d’âge quinquennaux, nous minimisons l’effet des erreurs de déclaration d’âge.
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reposent sur la totalité des populations (100%) des villes de Québec et de Manchester nous permet, dans la plupart des cas, d’éviter ce biais non désirable.
La troisième déclinaison est celle que nous associons à la définition qu’en donnent Cho et collab. (1986) de la own-child method (méthode également employée par David Hacker (2003) à partir des recensements anciens américains). Cette méthode de calcul s’effectue en deux temps. D’une part, elle nécessite qu’une association soit faite entre les enfants et leur propre mère à partir du lien déclaré dans le recensement (c’est ici la même procédure décrite ci-haut). D’autre part, cette méthode d’estimation indirecte s’appuie sur la correction des niveaux de fécondité à partir de la méthode de survie inverse (reverse-survival). Elle est calculée à partir des niveaux de mortalités infantiles et juvéniles qui proviennent de sources autres que les recensements et qui, par conséquent, doivent être disponibles pour l’espace « temps-population » étudié. Cela permet d’ajouter (au numérateur) tous les enfants décédés au cours des cinq années précédant l’énumération. Ainsi, cela permet de contrer le biais induit par le fait que seuls les enfants survivants sont recensés. Cette par la méthode de survie inverse est également faite pour les femmes (au dénominateur), dont l’absence au sein des recensements apporte également un biais dans la mesure.
Ne disposant pas de tables de mortalité spécifiques pour les populations canadiennes-françaises des villes de Québec et de Manchester, nous n’avons pas pu procéder à un tel niveau de raffinement dans le cadre de cette thèse. La méthode des enfants-propres (2e méthode présentée ci-haut) a donc été retenue.
Puisque l’identification du lien qui unit les mères et leurs enfants est possible uniquement à partir de « la relation au chef de ménage », seules les femmes mariées au chef de ménage ont été retenues comme dénominateur de nos ratios90F
91. Cette thèse repose donc spécifiquement sur une estimation indirecte de la
fécondité maritale. Tous les ratios ont également été standardisés en fonction d’une structure par âge commune.
91 Pour le recensement de 1881, le seul de notre corpus pour lequel la relation au chef de ménage ne fait pas
partie des informations colligées, nous avons attribué cette relation selon la méthode et les critères éprouvés de Dillon (2000).
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Les limites de l’estimation indirecte
Que ne soient comptabilisés que les enfants et les femmes survivants lors des recensements est sans doute le plus grand biais qu’apporte l’utilisation des recensements pour estimer la fécondité. Dans des contextes où la mortalité infantile est élevée, le biais est d’autant plus important. D’autres facteurs limitent également la portée de cet indicateur pour l’analyse de la fécondité. Il n’y a pas que des facteurs structuraux, telle la mortalité, qui conduit à sous-estimer la fécondité, mais certains facteurs opérationnels liés à l’opération même du recensement et à sa conception réduisent également nos capacités à mesurer la fécondité. Dans certains cas, ces biais limitent également la comparaison des ratios puisqu’ils ne se distribuent pas de manière uniforme au sein des populations. De manière générale, il y a donc tous les enfants non présents, qu’ils soient décédés ou qu’ils n’aient pas été recensés. La mortalité s’applique également aux femmes alors que la non-recension, surtout chez les femmes mariées, était assez rare. Les enfants en bas âge étaient beaucoup plus souvent « oubliés » lors de la recension. Quelque erreur concernant la déclaration de l’âge, notamment avec l’attraction pour les âges ronds, affecte, aussi, mais sans doute dans une moindre mesure, le degré de précision des ratios91F
92. Certains biais s’ajoutent lorsque
l’on tente de lier les enfants et leur mère. Il arrive, compte tenu de la qualité, de la précision, ou tout simplement de la présence ou non des informations contenues dans les recensements, que certains enfants ne puissent être reliés à leur mère. Un enfant placé en crèche, un enfant élevé par des grands- parents, un enfant vivant au sein d’un ménage dont le père n’est pas déclaré comme étant chef de ménage sont des exemples d’enfants qui ne peuvent être liés à leur propre mère. À l’inverse, certains enfants, comme par exemple de très jeunes enfants adoptés, peuvent très bien être déclarés comme un enfant au même titre que les enfants biologiques92F
93. Ces derniers biais de jumelage ont en général, selon Cho et
collab. (1986), que très peu d’impact sur les ratios.
92 D’après Dillon (2008), il semble que la déclaration d’âge tend à être de plus en plus juste au fil des
recensements. C’est le constat auquel elle arrive en comparant les informations colligées au début des années 1870 et celles du début des années 1900.
93 Sur la question de l’adoption, voir la section suivante sur la définition retenue de ce qu’est un enfant dans
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Les avantages de l’estimation indirecte : une mesure « directe » de la fécondité
effective
Ce qui, pour une estimation de la fécondité – générale ou maritale – , apparait comme d’importantes limites auxquelles il faut palier (Cho et collab., 1986; Hacker, 2003), peut néanmoins apparaître comme des données permettant d’illustrer une toute autre réalité. La prise en compte des enfants présents au sein du ménage uniquement, c’est-à-dire ici en ne nous intéressant volontairement pas à ceux qui sont décédés ou absents du domicile par exemple, fait en sorte que nous nous intéressons à ce que Gauvreau et Gossage (2000) nomment la fécondité effective. Celle-ci correspond au nombre d’enfants effectivement présents dans un ménage et autour desquels s’articule le mode de reproduction dans chacun des ménages. À ce propos, Ehmer (2011) mentionne que dans les sociétés pré-modernes, les mesures directes des naissances procurent des estimations de la fécondité, mais ne permettent pas d’approcher le concept de reproduction93F
94. Le décompte du nombre d’enfants au foyer permet de circonscrire l’un des déterminants –
clef des décisions prises en matière de fécondité par les couples au tournant du XXe siècle : le nombre
d’enfants survivants (plutôt que le nombre total d’enfants auxquels la femme a donné naissance) (Gauvreau et collab., 2001) L’objectif de cette thèse, qui rejoint en ce sens aussi celui de Hareven et Vinovski (1975) et celui de Gauvreau et collab. (2007a), ne vise pas à produire de nouvelles estimations de fécondité maritale, mais bien 1) de comparer deux régimes démographiques canadiens-français 2) d’en expliquer les similitudes et différences à l’échelle des ménages en faisant appel à diverses variables relatives à plusieurs échelles94F
95.
4.2.3.2 Recadrer les comportements de fécondité effective des Canadiens français au sein de la reproduction familiale.
Dans cette optique, l’utilisation des ratios enfants-femme à partir des données censitaires permet d’opérationnaliser le concept de reproduction selon les trois dimensions par le biais desquelles nous l’avons défini précédemment : reproduction biologique, reproduction économique et reproduction sociale. En permettant de tirer profit de la très grande quantité d’informations recueillies à l’échelle des ménages, qu’il
94 « In pre-modern societies, the birthrate is a measure of fertility but certainly not of reproduction. »
(Ehmer, 2011 :23)
95 Kertzer et Hogan (1989) mentionnent également que c’est la principale force du recensement pour une
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s’agisse des caractéristiques des membres qui le composent ou de son lieu de résidence, les microdonnées de recensement constituent une source de données privilégiée pour ce type d’analyse.
Le tableau 4.1 montre l’ensemble des variables utilisées et construites au sein de chacun des recensements qui composent notre corpus. Toutes les précisions, conceptuelles et méthodologiques, sur la création de nouvelles variables dérivées, en fonction de l’absence de certaines variables ou des choix conceptuels sous-jacents aux analyses sont présentés plus bas ou en annexes, les cas échéants.
Tableau 4.1: Liste des informations disponibles employées directement ou ayant servi à la construction des variables dérivées selon l’année de recensement.
États-Unis – 1880 Canada - 1881 États-Unis - 1910 Canada – 1911
Patronyme X1
Sexe X X X X
Âge X X X X
Statut matrimonial X X X X
Relation au chef de ménage X construite X X
Religion X X
Origine X X
Nationalité X
Lieu de naissance X X X X
Lieu de naissance père X X
Lieu de naissance mère X X
Occupation X X X X
Statut emploi X X
Savoir lire X 3 X X
Savoir écrire X 3 X X
Fréquentation scolaire Ajoutée X X X
Sait parler anglais X
District de recensement X2
1 Le patronyme des individus est disponible au sein de chacune des quatre bases de données des microdonnées de recensement. Il n’a toutefois été
utilisé que pour le recensement américain de 1880 afin d’identifier les Canadiens français (voir la section suivante pour le détail).
2 Le numéro de district de recensement est disponible au sein de chacun des recensements. Il n’a toutefois été utilisé pour tester nos hypothèses de
recherche que pour le recensement américain de 1910.
3Le recensement canadien de 1881 ne contient aucune information concernant les capacités à lire et à écrire des individus. À titre descriptif, nous
avons, dans le chapitre 6, utilisé les données du recensement de 1871 pour illustrer la tendance en matière d’alphabétisation à Québec durant la
seconde moitié du XIXe siècle. Ces informations n’ont toutefois pas pu être intégrées dans les analyses multivariées (chapitre 7) pour des raisons
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A - Identification des populations canadiennes-françaises
Dans les recensements canadiens
Les recensements canadiens de 1881 et de 1911 sont pourvus de nombreuses questions qui permettent d’identifier de manière très pointue les différents groupes ethno-culturels du pays. Chacun des individus