3 DÉTERMINANTS DE LA PARTICIPATION AU MARCHÉ DU TRAVAIL
3.2 A NALYSE DES RÉSULTATS
Les paramètres du modèle logit n’ayant pas d’interprétation en tant que tels, les résultats de l’estimation des huit modèles (1970, 1980, 1990 et 2000, respectivement pour les hommes et les femmes) sont livrés en Annexe.
Pour interpréter les modèles de manière synthétique, l’approche traditionnelle consiste à cal-culer l’impact de la variation marginale de chaque variable (prise à tour de rôle), partant de la situation où toutes les variables sont fixées à leur valeur moyenne dans l’échantillon (en l’occur-rence ici la population). Deux raisons nous incitent à ne pas procéder ainsi.
En premier lieu, la situation de départ se modifie d’un modèle à l’autre (par exemple, l’âge moyen augmente avec la période, et il est moins élevé pour les hommes que pour les femmes), rendant la comparaison problématique. De plus, les valeurs moyennes des variables combinent notamment l’âge moyen et la proportion d’individus ayant atteint ou dépassé l’âge de la retraite, ce qui n’a pas de sens. En second lieu, les variations marginales n’ont guère de signification puisque toutes les variables du modèle (que ce soit l’âge, le comptage des enfants ou les varia-bles dichotomiques) enregistrent des variations unitaires au niveau des individus.
Notre approche consiste alors à définir une situation de référence, identique pour les huit modèles, à partir de valeurs effectives des variables, puis d’appliquer à tour de rôle des varia-tions unitaires aux variables autres que l’âge (et la variable de retraite qui en découle). Le profil par âge sera, quant à lui, analysé graphiquement.
Le choix de la situation de référence reprend celui effectué pour la formulation paramétrique du modèle logit (bien qu’il ne s’agisse nullement d’une obligation): nationalité suisse, état civil célibataire, ménage privé, région linguistique alémanique, commune rurale, à quoi l’on ajoute le fait de ne pas avoir d’enfant de moins de 15 ans. La motivation de ces choix est d’obtenir une situation courante à tout âge (d’où le choix d’un individu célibataire sans enfant) et telle que la modification d’une variable ne donne pas lieu à une incompatibilité concrète (ville – centre d’une agglomération en région romanche, par exemple).
Pour analyser les résultats à partir de cette situation de base, on choisit en premier lieu un âge situé au centre de la vie active, à savoir 40 ans. Le tableau 5 donne les résultats des différents modèles pour cette situation.
Considérons tout d’abord la population masculine. On ne s’étonnera pas de trouver une partici-pation très élevée à cet âge. La proportion reste quasiment identique de 1970 à 1990, alors qu’elle diminue d’environ 1,4-1,5 point de pourcentage en 2000, ce qui confirme, à caractéris-tiques constantes, l’observation faite sur l’ensemble de la population (voir section 1.2).
La nationalité exerce un effet limité, mais l’on remarque qu’un renversement se produit au cours du temps, puisque l’on passe progressivement d’un effet positif à un effet négatif. Le change-ment de structure de la population étrangère en termes de permis de séjour (diminution des permis strictement liés à l’activité professionnelle) peut expliquer ce phénomène.
Le fait d’être marié ou (dans une moindre mesure) divorcé entraîne une hausse de la partici-pation au marché du travail, alors que le fait d’être veuf entraîne une diminution. On peut remar-quer que les effets sont plus marqués en 2000, avec notamment une croissance de 1,43 point de pourcentage entre célibataire et marié, que pour les périodes précédentes. Le fait d’avoir des enfants à charge entraîne presque systématiquement une hausse de la participation. Celle-ci est légèrement plus élevée pour les enfants de 10 à 14 ans.
Les différences entre régions linguistiques sont assez marquées, sauf en ce qui concerne la région romanche qui reste proche de la région germanophone. La Suisse alémanique enregistre les probabilités les plus élevées, suivie par la Suisse romande puis par la Suisse italienne. On peut noter que ce classement est analogue à celui que l’on peut observer au niveau du taux de chômage. La probabilité de participer au marché du travail diminue par ailleurs lorsque l’on passe de la campagne ou d’une ville isolée à une agglomération, les pourcentages les plus bas étant obtenus dans les centres urbains.
Considérons maintenant la population féminine. En premier lieu, on constate que la probabilité de participer est très élevée pour une femme ayant les caractéristiques de référence, c’est-à-dire essentiellement une femme célibataire sans enfant. Cette probabilité tend même à diminuer entre 1980 et 2000, a contrario de ce que l’on observe pour la population féminine dans son ensemble.
L’explication provient du rôle considérable joué par l’état civil, ainsi que par la présence d’enfants à élever. Le passage du statut de femme célibataire à celui de femme mariée exerce une influence prépondérante sur la participation au marché du travail, mais celle-ci se réduit dans le temps, également de manière conséquente, surtout au cours de la dernière période. La probabilité de participer d’une femme mariée sans enfant (avec les autres caractéristiques de référence) passe ainsi de 53,88% en 1970 à 59,57% en 1980, puis à 70,26% en 1990, enfin à 85,03% en 2000. On peut ainsi vérifier que le mariage se traduit de moins en moins par le retrait de la femme de l’activité professionnelle.
La présence d’un enfant entraîne une diminution de la probabilité de participer au marché du travail, d’autant plus importante que l’enfant est petit. Cet effet reste relativement stable au cours du temps, avec toutefois une augmentation (en valeur absolue) progressive entre 1980 et 2000, qui contrebalance légèrement la croissance de la participation des femmes mariées.
Tableau 5: Impact des déterminants de l’activité, pour un âge de référence de 40 ans
Hommes de 40 ans Femmes de 40 ans
1970 1980 1990 2000 1970 1980 1990 2000
Nationalité
Suisse réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Etranger 0.58 0.24 0.07 -2.02 2.48 1.51 1.46 -0.07
Etat civil
Célibataire réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Marié ou séparé 0.73 0.69 0.82 1.43 -42.51 -37.88 -26.48 -10.53
Veuf -0.08 -0.27 -0.07 -1.13 -17.27 -23.21 -18.81 -12.89
Divorcé 0.32 0.30 0.36 0.48 -3.05 -4.35 -2.78 -1.63
Type de ménage
Ménage privé réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Ménage collectif -8.60 -9.35 -6.60 -9.24 -1.54 -3.72 -4.50 -8.10
Région linguistique
Alémanique réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Romande -0.84 -0.88 -0.73 -1.24 -0.24 -0.08 0.14 -0.37
Italienne -2.31 -2.73 -1.43 -2.37 -4.80 -3.14 -3.26 -4.69
Romanche 0.30 0.01 -0.15 -0.14 -1.45 -0.98 -1.08 -0.47
Régions urbaines - rurales
Ville – centre d'agglomération -0.74 -0.79 -1.13 -1.26 -0.74 -0.20 0.32 0.49 Autre commune d'agglomération -0.25 -0.07 -0.15 -0.13 -1.46 -0.44 0.19 0.32
Ville isolée 0.05 0.30 0.36 0.21 -1.19 -0.38 0.23 0.60
Commune rurale réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Nombre d’enfants
1 enfant de 0 à 4 ans 0.36 0.33 0.21 0.16 -6.00 -5.22 -5.29 -5.40
1 enfant de 5 à 9 ans 0.29 0.32 0.18 -0.02 -2.66 -2.37 -2.88 -2.94
1 enfant de 10 à 14 ans 0.50 0.56 0.53 0.16 -0.92 -1.01 -1.18 -1.39
Sans enfant réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Probabilité de référence 98.85 98.86 98.76 97.37 96.39 97.45 96.74 95.56
Source: propres calculs
En ce qui concerne la région linguistique, on remarque principalement les probabilités de parti-cipation nettement plus basses en Suisse italienne que dans les autres régions. L’origine de cette différence est-elle culturelle (l’influence de l’Italie?) ou encore due à la structure du marché du travail au Tessin14? On constate également que les probabilités sont plus faibles dans la région romanche que dans la région alémanique.
La flexibilité de la formulation du modèle peut donner lieu à des effets très différenciés selon l’âge. Pour cela, nous présentons également les résultats obtenus pour des âges plus proches des extrémités de la vie active. Les tableaux 6 et 7 donnent ainsi l’effet des variables pour une personne de référence âgée respectivement de 25 et 55 ans.
Par rapport à un célibataire, un homme marié de 25 ans a une probabilité nettement plus élevée d’être actif. La probabilité augmente également chez les divorcés, alors qu’elle diminue forte-ment chez les veufs. On n’attachera pas d’importance excessive à ce dernier résultat car le statut de veuf est très rare aux jeunes âges et le modèle résulte à ce niveau plus d’une extra-polation que d’un ajustement spécifique. La même remarque s’applique aux femmes de 25 ans.
Chez ces dernières, on note la décroissance marquée d’une période à l’autre de l’écart entre la probabilité de participer à la vie active d’une femme célibataire et d’une femme mariée.
En 2000, l’impact négatif du mariage sur la participation féminine s’avère même inférieur en valeur absolue à son impact positif sur la population masculine (3,34 contre 4,85 points de pourcentage).
La présence d’un enfant de moins de 5 ans entraîne une forte diminution de la probabilité de participer au marché du travail pour une femme de 25 ans, alors que pour un homme de cet âge, la probabilité va croître de manière non négligeable (les enfants plus âgés sont évidem-ment rares pour des parents de cet âge).
Pour les hommes de 55 ans, on note principalement la chute de la probabilité de participer au marché du travail entre 1990 et 2000 (de 95,26% à 89,41% dans la situation de référence).
Parmi les facteurs qui entraînent une diminution de la participation, mentionnons le fait d’être étranger (en 2000 uniquement), d’habiter dans une grande ville, de résider en Suisse romande ou surtout en Suisse italienne. A l’inverse, le fait d’être marié ou d’avoir un enfant de 10 à 14 ans permettent de relever cette probabilité.
Pour les femmes de 55 ans, on constate une croissance de la participation entre 1970 et 1980, suivie d’une diminution par la suite, de nature plus progressive que chez les hommes. Le statut de femme mariée, ainsi que dans une moindre mesure celui de veuve (voire plus margina-lement celui de femme divorcée), entraîne une baisse considérable de la probabilité de parti-ciper au marché du travail. Les écarts de participation en fonction de l’état civil se réduisent toutefois nettement en 2000. La présence d’enfants fait également diminuer la participation.
On peut d’ailleurs noter que l’impact des enfants, dont l’âge n’est plus aussi déterminant, est plus marqué à 55 ans qu’à 40 ans.
14) Il est également envisageable que des possibilités de prise en charge des enfants moins favorables que dans d’autres régions aient restreint l’accès des mères de famille tessinoises au marché du travail.
Tableau 6: Impact des déterminants de l’activité, pour un âge de référence de 25 ans
Hommes de 25 ans Femmes de 25 ans
1970 1980 1990 2000 1970 1980 1990 2000
Nationalité
Suisse réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Etranger 2.62 0.80 0.92 -1.38 5.61 3.29 3.02 0.89
Etat civil
Célibataire réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Marié ou séparé 3.41 3.71 3.65 4.85 -31.41 -27.29 -13.60 -3.34
Veuf -4.17 -5.31 -7.36 -20.19 -31.09 -47.82 -35.30 -34.54
Divorcé 2.65 2.92 2.08 1.81 0.59 -2.09 0.27 0.95
Type de ménage
Ménage privé réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Ménage collectif -13.78 -16.22 -14.48 -14.62 -3.30 -6.03 -11.57 -11.40 Région linguistique
Alémanique réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Romande -3.16 -2.95 -2.77 -4.82 -1.95 -1.36 -1.38 -3.74
Italienne -1.83 -2.91 -1.41 -5.32 -3.55 -2.48 -2.11 -7.22
Romanche -0.25 -0.34 -0.32 -1.05 -4.24 -2.06 -2.71 -3.61
Régions urbaines - rurales
Ville – centre d'agglomération -4.59 -4.71 -5.80 -4.48 -2.26 -2.03 -2.13 -1.33 Autre commune d'agglomération -1.73 -1.74 -2.26 -1.84 -2.55 -2.03 -1.69 -1.15
Ville isolée -1.38 -0.42 0.30 -0.08 -1.77 -0.68 0.53 1.05
Commune rurale réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Nombre d’enfants
1 enfant de 0 à 4 ans 1.52 1.42 0.96 1.21 -9.93 -10.49 -12.57 -8.96
1 enfant de 5 à 9 ans 0.72 0.75 0.03 -0.63 -2.68 -3.02 -3.80 -3.73
1 enfant de 10 à 14 ans 1.00 1.15 0.82 -0.89 -2.12 -2.77 -3.13 -3.56
Sans enfant réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Probabilité de référence 94.99 94.72 94.56 92.08 90.84 91.51 90.75 88.11
Source: propres calculs
Tableau 7: Impact des déterminants de l’activité, pour un âge de référence de 55 ans
Hommes de 55 ans Femmes de 55 ans
1970 1980 1990 2000 1970 1980 1990 2000
Nationalité
Suisse réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Etranger 1.12 0.59 0.19 -5.79 5.47 4.47 4.22 -0.33
Etat civil
Célibataire réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Marié ou séparé 1.52 1.42 2.31 4.26 -57.92 -56.47 -45.44 -23.19
Veuf 0.31 -0.25 0.65 1.56 -26.06 -31.50 -25.38 -14.98
Divorcé 0.30 -0.10 0.75 2.08 -8.05 -11.09 -6.12 -3.16
Type de ménage
Ménage privé réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Ménage collectif -23.08 -24.49 -18.87 -21.77 -2.71 -6.54 -6.73 -14.52
Région linguistique
Alémanique réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Romande -1.65 -2.09 -2.00 -2.47 -0.46 -0.45 -1.00 -1.55
Italienne -7.76 -9.01 -5.90 -7.31 -13.16 -10.51 -12.01 -13.02
Romanche 1.11 0.44 -0.50 -0.13 -3.46 -2.84 -2.75 0.21
Régions urbaines - rurales
Ville – centre d'agglomération -1.76 -2.17 -2.46 -2.77 -1.48 -0.95 1.75 1.68 Autre commune d'agglomération -0.83 -0.42 -0.14 0.08 -3.80 -1.85 0.99 1.00
Ville isolée 0.23 0.85 1.46 1.22 -1.62 -0.62 1.21 1.75
Commune rurale réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Nombre d’enfants
1 enfant de 0 à 4 ans 0.87 1.07 0.40 -1.56 -8.34 -7.01 -5.55 -6.20
1 enfant de 5 à 9 ans 0.77 1.17 0.72 0.06 -5.34 -5.06 -7.19 -6.77
1 enfant de 10 à 14 ans 1.40 1.79 1.79 1.05 -2.95 -4.32 -6.49 -5.98
Sans enfant réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf.
Probabilité de référence 96.79 96.30 95.26 89.41 89.48 91.22 88.32 85.90
Source: propres calculs
Il reste à analyser l’effet sur la probabilité de participer d’une croissance de l’âge. Le graphique 12 représente ainsi les profils par âge obtenus dans les quatre recensements avec les caracté-ristiques de référence (personne de nationalité suisse, célibataire sans enfant, vivant en ménage privé dans la partie rurale de la Suisse alémanique), respectivement pour les hommes et pour les femmes.
Chez les hommes, la phase de croissance de la probabilité de participation pour la personne de référence se déroule jusqu’à un âge qui tend à reculer légèrement au cours du temps: 41 ans en 1970 et 1980, 40 ans en 1990, 39 ans en 2000. La valeur maximale reste très stable de 1970 à 1990 (avec successivement 98,86%, 98,86% et 98,76%), avant de diminuer en 2000 (97,39%).
Par la suite, la décroissance de la probabilité avant l’âge de la retraite se déroule de plus en plus rapidement au fil du temps. On atteint ainsi, à 64 ans, des probabilités de 82,45% en 1970, 77,06% en 1980, 68,71% en 1990 et 49,49% en 2000.
La réduction de la participation lors de la retraite est également de plus en plus marquée, puisque l’on atteint à 65 ans des probabilités de 63,42% en 1970, 38,36% en 1980, 23,01%
en 1990 et 14,82% en 2000. Les taux tendent ensuite à se rapprocher avec le vieillissement, bien que l’activité après la retraite reste importante en 197015.
Chez les femmes, on observe des évolutions voisines de celles des hommes. La différence la plus marquante est que les probabilités de participation des femmes augmentent entre 1970 et 1980, à partir de 23 ans et avant l’âge de la retraite. Sinon, la phase de croissance des proba-bilités atteint son maximum à 39 ans en 1970 (96,39%), à 40 ans en 1980 (97,45%), puis de nouveau à 39 ans en 1990 (96,75%) et 2000 (95,57%).
La phase de retraite anticipée aboutit à des probabilités successives de 74,76%, 75,00%, 68,61% et 65,68% à 61 ans, alors qu’à 62 ans, ces probabilités se réduisent respectivement à 69,56%, 57,29%, 40,94% et 33,00%.
15) Précisons qu’il convient d’être prudent quant à l’interprétation des pourcentages obtenus dans les âges élevés pour lesquels les données deviennent rares, car les probabilités estimées résultent alors plus d’extrapolations des profils antérieurs que d’ajustements spécifiques à ces données (ceci explique que dans certaines situations, les probabilités redeviennent croissantes après un certain âge).
Graphique 12: Probabilités de participation dans la situation de référence, selon le sexe et l’âge, de 1970 à 2000
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
15 ans 20 ans 25 ans 30 ans 35 ans 40 ans 45 ans 50 ans 55 ans 60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans 85 ans 90 ans
1970 1980 1990 2000
Hommes
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
15 ans 20 ans 25 ans 30 ans 35 ans 40 ans 45 ans 50 ans 55 ans
60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans 85 ans 90 ans Femmes
Source: propres calculs
La proximité des profils par âge masculin et féminin étant due, dans une large mesure, au choix d’une personne de référence célibataire sans enfant, il est intéressant d’effectuer des représen-tations du profil par âge pour d’autres situations, celui-ci pouvant s’avérer très différent. Pour illustrer ce phénomène, le graphique 13 montre pour les recensements successifs les profils par âge des femmes selon qu’elles soient célibataires ou mariées, sans enfant ou avec un enfant en fonction de sa classe d’âge, les autres caractéristiques étant maintenues à leur valeur de référence. On peut constater des différences de profil très marquées entre les différentes situations représentées, et noter le rapprochement spectaculaire entre les courbes des femmes mariées et celles des femmes célibataires lorsque l’on passe d’un recensement au suivant.
Malgré la forte augmentation au cours du temps des probabilités de participation des femmes mariées, les profils par âge pour ces dernières gardent une forte similarité d’un recensement à l’autre. On note ainsi que l’écart de probabilité entre une femme célibataire et une femme mariée pour une année donnée, en l’absence d’enfant16, est croissant jusqu’à 57 ans (58 ans en 2000). Les profils par âge se croisent pour les très jeunes femmes, ainsi que pour les femmes retraitées. Dans le second cas, on ne constate pas d’évolution marquée (le croisement se pro-duit après 70 ans, à un âge qui diminue légèrement au fil du temps). Pour les jeunes femmes, l’écart s’annule entre 22 et 23 ans en 2000, alors qu’auparavant le croisement des courbes se produisait avant 20 ans (entre 18 et 19 ans en 1990, 15 et 16 ans en 1980, avant 15 ans en 1970).
Même si l’âge au mariage est lui-même en recul au fil du temps, on peut constater l’impact toujours plus faible du mariage sur l’activité des jeunes adultes. Pour des femmes plus âgées, le statut marital conserve malgré tout un rôle non négligeable, combinant un effet de génération (les femmes plus âgées appartenant à des générations plus anciennes) à des effets liés à l’évolution du parcours de vie (notamment à travers l’augmentation des capacités financières du ménage, qui offre la possibilité à certaines femmes mariées de quitter leur activité profes-sionnelle).
L’impact des enfants est nettement plus marqué au niveau de l’activité des femmes mariées qu’il ne l’est pour les célibataires17. A l’âge de 40 ans, la présence d’un enfant de 0 à 4 ans entraîne ainsi (toutes choses égales par ailleurs) une diminution de la probabilité de participation au marché du travail de 24,73 points de pourcentage en 1970, 28,21 en 1980, 24,30 en 1990 et 14,31 en 2000. Ces valeurs passent respectivement à 14,34, 16,88, 15,39 et 8,22 points pour un enfant de 5 à 9 ans, alors qu’elles se montent à 5,93, 8,46, 7,11 et 4,05 points pour un enfant de 10 à 14 ans. On peut constater que ces écarts sont nettement
16) Il est préférable d’analyser le profil par âge dans cette situation. En effet, la présence d’un enfant ainsi que sa classe d’âge sont fortement corrélés avec l’âge de la femme, qui est le plus souvent la mère de l’enfant. De ce fait, les résultats obtenus pour les femmes avec enfant dans les âges élevés ou au contraire très jeunes résultent essentiellement d’extrapolations, et non d’ajustements spécifiques.
17) Notons que cette différence d’impact du nombre d’enfants selon l’état civil, pour un âge donné, est due uniquement à la non-linéarité du modèle logit (à travers la fonction de répartition logistique, voir section 3.1). Les cœfficients d’impact du nombre d’enfants par classe d’âge sont en effet les mêmes quel que soit l’état civil. Compte tenu de l’importance de ce dernier facteur au niveau de l’activité des femmes, il serait intéressant d’accroître la flexibilité des modèles en croisant les variables de l’état civil et du nombre d’enfants. Malgré un coût élevé en termes de paramètres (27 cœfficients supplémentaires par modèle), cette extension permettrait de tester dans quelle mesure l’impact des enfants n’est pas complètement indépendant selon l’état civil. Un autre développement intéressant consisterait à flexibiliser l’impact du nombre d’enfants proprement dit, dans la mesure où l’ajout d’un enfant peut avoir un effet très différent selon le nombre d’enfants déjà présents.
plus élevés que ceux calculés pour les femmes célibataires de même âge (voir tableau 5, p. 52), mais qu’ils diminuent nettement en 2000 sous l’effet de la croissance généralisée de la partici-pation des femmes mariées.
Un autre aspect intéressant consiste à examiner les valeurs maximales de l’impact des enfants, toujours pour une femme mariée. En ce qui concerne les classes d’âge de 0 à 4 ans et de 5 à 9 ans, ces valeurs ne dépassent guère les variations constatées à 40 ans, à l’exception de la seconde catégorie en 2000, où la diminution de la probabilité de participer au marché du travail se monte à 11,68 points de pourcentage à 53 ans. L’impact maximal de la présence d’un enfant de 10 à 14 ans atteint pour sa part 6,16 points de pourcentage à 48 ans en 1970, contre 9,71 à 52 ans en 1980, 12,05 à 56 ans en 1990 et 12,06 à 60 ans en 2000.
Malgré l’intérêt d’une modélisation des déterminants de la participation au marché du travail portant sur l’ensemble du parcours de vie (après la période de scolarité obligatoire), il convient d’en préciser les limites. En effet, les facteurs qui influencent l’exercice d’une activité profes-sionnelle ne sont pas nécessairement les mêmes aux différentes étapes du parcours de vie, notamment lors de l’entrée et de la sortie de la vie active. Une analyse propre à chaque étape est alors nécessaire afin d’en préciser les spécificités.
Graphique 13: Impact du mariage et des enfants sur la participation féminine, selon l’âge, de 1970 à 2000
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
15 ans 20 ans 25 ans 30 ans 35 ans 40 ans 45 ans 50 ans 55 an s
60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans Célibataire, sans enfant
Célibataire, 1 enfant de 0 à 4 ans Célibataire, 1 enfant de 5 à 9 ans Célibataire, 1 enfant de 10 à 14 ans
Mariée, sans enfant Mariée, 1 enfant de 0 à 4 ans Mariée, 1 enfant de 5 à 9 ans Mariée, 1 enfant de 10 à 14 ans 1970
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
15 ans 20 ans 25 ans 30 ans 35 ans 40 ans 45 ans 50 ans 55 ans
60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans 1980
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15 ans 20 ans 25 ans 30 ans 35 ans 40 ans 45 ans 50 ans 55 an s
60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans Célibataire, sans enfant
Célibataire, 1 enfant de 0 à 4 ans Célibataire, 1 enfant de 5 à 9 ans Célibataire, 1 enfant de 10 à 14 ans
Mariée, sans enfant Mariée, 1 enfant de 0 à 4 ans Mariée, 1 enfant de 5 à 9 ans Mariée, 1 enfant de 10 à 14 ans 1990
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15 ans 20 ans 25 ans 30 ans 35 ans 40 ans 45 ans 50 ans 55 ans
60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans
60 ans 65 ans 70 ans 75 ans 80 ans