Le reste du Québec

Un impact important de la redistribution des naissances pour les allophones et les anglophones

Nous rappelons au lecteur que pour la région reste du Québec, soit l’île de Montréal soustrait de l’ensemble du Québec, notre période d’étude s’étendra de 1991 à 2001. De plus, puisque que les allophones sont représentés dans des proportions bien inférieures aux deux autres groupes, nous n’emploierons pas les deux hypothèses voulant que les naissances de langue d’usage de la mère inconnue soient redistribuées entièrement aux allophones. Comme nous l’avons montré dans la section consacrée à la méthodologie, cela aurait pour effet de gonfler substantiellement l’ISF des allophones. Quatre hypothèses seront donc employées au lieu de six. Dans un souci de normalisation, les hypothèses seront identifiées de la même façon qu’elles l’étaient pour les deux régions étudiées précédemment, mais les hypothèses trois et quatre n’apparaîtront donc pas dans les tableaux et graphiques de cette section.

3.3.1. Les francophones.

Le tableau VII présente les indices synthétiques de fécondité des francophones du reste du Québec pour chaque méthode employée ainsi que le plus grand écart possible entre deux hypothèses, pour chaque année, de 1991 à 2001. On note dans un premier temps que les écarts entre les quatre hypothèses sont très faibles. En effet, l’écart le plus important entre deux hypothèses se retrouve aux années 1992 et 1993, lequel est de 0,07 enfant par femme. En analysant le graphique 11, on remarque que la fécondité des francophones du reste du Québec a diminué de façon relativement constante entre 1991 et 2000, soit d’environ 0,2 enfant par femme. Une hausse de la fécondité apparaît entre 2000 et 2001. Toutefois, compte tenu que nous ne sommes pas en mesure d’obtenir les données pour 2006, nous ne pouvons pas confirmer cette hausse. Néanmoins, puisque nous avons constaté une hausse de la fécondité des francophones tant pour l’ensemble du Québec que pour l’île de

Montréal, nous pouvons avancer avec assurance que cette hausse est bien réelle. De plus, en comparant les résultats des années censitaires avec les résultats de Paillé, on observe que peu importe la méthode utilisée par ce dernier, ses résultats s’intègrent dans notre fourchette d’écarts avec des ISF de 1,73 enfant par femme en 1991, de 1,62 en 1996 et de 1,53 enfant par femme en 2001.

Tableau IX

Indice synthétique de fécondité des femmes de langue d’usage française selon quatre combinaisons d’hypothèses; reste du Québec,

1991-2001

Combinaison d’hypothèses

ANNÉE 1 2 5 6 écart maximal

1991 1,76 1,71 1,76 1,71 0,05 1992 1,73 1,68 1,75 1,70 0,07 1993 1,69 1,64 1,71 1,66 0,07 1994 1,66 1,62 1,68 1,64 0,06 1995 1,65 1,61 1,67 1,64 0,06 1996 1,64 1,63 1,66 1,64 0,03 1997 1,57 1,54 1,58 1,56 0,04 1998 1,51 1,49 1,53 1,51 0,04 1999 1,50 1,47 1,51 1,48 0,04 2000 1,49 1,46 1,51 1,48 0,05 2001 1,56 1,53 1,58 1,55 0,05 Source : Indices calculés d’après les tableaux A1 à A6 et B1 à B6.

Source : Indices calculés d’après les tableaux A1 à A6 et B1 à B6.

3.3.2. Les anglophones.

Le tableau VIII présente les indices synthétiques de fécondité des anglophones du reste du Québec pour chaque méthode employée ainsi que le plus grand écart possible entre deux hypothèses, pour chaque année, de 1991 à 2006. En ce qui a trait aux anglophones du reste du Québec, les écarts entre les hypothèses sont un peu plus marqués. En effet, à l’exception de 1991 où l’écart n’est que de 0,04 enfant par femme, les écarts maximums se situent entre 0,16 enfant par femme et 0,23 enfant par femme.

Selon le graphique 12, on constate que malgré les écarts plus importants entre les hypothèses employées, la tendance quant à l’évolution de la fécondité des anglophones est similaire d’une hypothèse à l’autre. En effet, on observe un maximum en 1992 ainsi qu’un minimum en 1996, lequel se traduit par un ISF entre

1,42 et 1,59. Par la suite, il appert que l’ISF des anglophones se stabilise pendant quelques années, pour ensuite remonter rapidement entre 2000 et 2001.

Tableau X

Indice synthétique de fécondité des femmes de langue d’usage anglaise selon quatre combinaisons d’hypothèses; reste du Québec, 1991-2001

Combinaison d’hypothèses

ANNÉE 1 2 5 6 écart maximal

1991 1,57 1,53 1,57 1,53 0,04 1992 1,82 1,77 1,66 1,62 0,20 1993 1,72 1,67 1,57 1,53 0,19 1994 1,70 1,66 1,55 1,51 0,19 1995 1,74 1,71 1,59 1,56 0,18 1996 1,59 1,57 1,43 1,42 0,17 1997 1,64 1,61 1,51 1,48 0,16 1998 1,61 1,58 1,46 1,44 0,17 1999 1,61 1,58 1,48 1,45 0,16 2000 1,62 1,59 1,46 1,43 0,19 2001 1,78 1,74 1,58 1,55 0,23 Source : Indices calculés d’après les tableaux A1 à A6 et B1 à B6.

3.3.3. Les allophones.

Le tableau IX présente les indices synthétiques de fécondité des allophones du reste du Québec pour chaque méthode employée ainsi que le plus grand écart possible entre deux hypothèses, pour chaque année, de 1991 à 2001.

Puisque les effectifs féminins allophones dans le reste du Québec sont représentés dans des proportions très faibles, les écarts entre les hypothèses sont d’office plus élevés comparativement aux deux autres groupes linguistiques. Cette situation est toutefois la même en ce qui a trait à l’ensemble du Québec et à l’île de Montréal. Néanmoins, les écarts observés demeurent largement acceptables. L’écart le plus important s’observe à l’année 1992, lequel est de 0,59 enfant par femme. En ce qui a trait aux tendances, lesquelles sont présentées dans le graphique 13, on constate qu’entre 1991 et 1999 la fécondité des allophones diminue grandement, passant de plus de 2,5 enfants par femme, à moins de 2,0 enfants par femme. À partir de 1999, la fécondité des allophones du reste du Québec augmente sensiblement pour se situer entre 1,78 et 2,25 enfants par femme en 2001. Notons d’ailleurs que la tendance observée est la même peu importe le scénario employé.

Par ailleurs, les écarts observés entre les scénarios se remarquent plutôt entre deux groupes de deux scénarios et non entre les quatre scénarios. En analysant cela de plus près, nous constatons que les écarts sont occasionnés selon les hypothèses relatives aux naissances et non aux effectifs. En effet, les deux scénarios utilisant l’hypothèse voulant que la catégorie des inconnus pour les naissances soit redistribuée selon le poids démographique de chaque groupe linguistique donnent des ISF nettement inférieurs aux deux scénarios utilisant l’hypothèse voulant que la catégorie des inconnus pour les naissances soit redistribuée en parts égales. Cela est somme toute logique si l’on prend pour acquis que la représentativité des allophones est très faible dans le reste du Québec. En effet, entre 1991 et 2001, bien que le poids relatif des femmes allophones de 15 à 49 ait progressivement augmenté (passant de 1,9% à 2,4%), et que le poids relatif des naissances allophones ait également

progressivement augmenté (d’environ 2% à près de 4%), redistribuer le tiers des naissances inconnues à un groupe qui n’en représente en fait moins que de 5% a indéniablement pour effet d’augmenter significativement l’ISF de ce groupe linguistique. À l’opposé, redistribuer les naissances selon le poids relatif du groupe linguistique pourrait potentiellement biaiser l’ISF vers le bas en raison des non- déclarations plus fréquentes au sein de ce groupe linguistique. Nous convenons à mentionner que l’ISF des allophones dans cette région est très instable en termes de calculs selon les hypothèses employées et se tiendrait donc entre nos deux tendances calculées. Nous sommes également d’avis que redistribuer la totalité des naissances inconnues au groupe allophone aurait biaisé encore plus les ISF. En effet, si seulement le tiers des naissances inconnues donne un ISF largement supérieur à celui obtenu en fonction d’environ 4% des naissances inconnues, la totalité des naissances inconnues aux allophones aurait donné des ISF assurément trop élevés.

Tableau XI

Indice synthétique de fécondité des femmes de langue d’usage autre selon quatre combinaisons d’hypothèses; Québec, 1991-2001

Combinaison d’hypothèses

ANNÉE 1 2 5 6 écart maximal

1991 2,70 2,63 2,70 2,63 0,07 1992 3,06 2,97 2,54 2,47 0,59 1993 2,86 2,78 2,42 2,35 0,51 1994 2,77 2,70 2,32 2,27 0,50 1995 2,78 2,72 2,34 2,30 0,48 1996 2,57 2,54 2,19 2,17 0,40 1997 2,20 2,17 1,86 1,83 0,37 1998 2,08 2,05 1,71 1,67 0,41 1999 1,92 1,88 1,59 1,56 0,36 2000 2,09 2,05 1,72 1,69 0,40 2001 2,25 2,21 1,82 1,78 0,47 Source : Indices calculés d’après les tableaux A1 à A6 et B1 à B6.

3.3.4. L’indice synthétique de fécondité, tous groupes linguistiques confondus. Le graphique 14 présente l’indice synthétique de fécondité général pour le reste du Québec. Le comportement de fécondité des femmes du reste du Québec est similaire à celui des deux autres régions à l’étude en termes de tendances. Effectivement, le nombre d’enfants par femme diminue progressivement entre 1991 et 2000, passant d’environ 1,75 (1,72 et 1,77) à environ 1,50 (1,48 et 1,51) en 2000. Par la suite, le nombre d’enfant par femme semble augmenter entre 2000 et 2001. Si l’on se fie à la tendance observée pour l’ensemble du Québec entre 2001 et 2006, nous sommes d’avis malgré les données manquantes que le comportement de fécondité des femmes du reste du Québec serait semblable, c’est-à-dire que l’ISF aurait augmenté durant cette période. Si l’on compare nos résultats aux années censitaires avec ceux de Paillé, on note que dans l’ensemble ils sont très près de ce dernier. En effet, l’ISF obtenu par ce dernier est 1,73 en 1991, se situant donc entre nos valeurs obtenues. Toutefois, les valeurs sont de 1,62 en 1996 et de 1,54 en 2001. Ces valeurs sont légèrement inférieures à celles obtenues dans nos calculs. Nonobstant, il s’avère qu’en traçant une droite entre les années censitaires 1996 et 2001, comme l’a fait Paillé, cela a eu comme conséquence de surestimer l’ISF de tous les groupes linguistiques, et ce, particulièrement pour les francophones et les allophones.

Source : Indices calculés d’après les tableaux A1 à A6 et B1 à B6.

3.3.5. Comparaisons linguistiques.

Le graphique 15 présente l’indice synthétique de fécondité moyen selon la langue d’usage pour le reste du Québec. Alors que la fécondité des allophones se démarque grandement en début de période, celle-ci diminue progressivement dès 1992 pour atteindre son plus bas niveau légèrement en-dessous de 1,8 enfant par femme en 1999. L’écart entre la fécondité des allophones et celle des deux autres groupes linguistiques demeure tout de même considérable. À cet effet, c’est en 1996 que l’on retrouve le plus faible écart entre les allophones et l’une des deux langues officielles, avec un écart de 0,21 enfant par femme. Alors que nous observions un comportement de fécondité des allophones plus près de celui des deux autres groupes linguistiques sur l’Île de Montréal comparativement à l’ensemble du Québec, nous ne sommes donc guère surpris de constater que les écarts soient considérables pour le reste de la province, particulièrement si les allophones ne sont qu’environ 10 % à vivre en-dehors de l’Île de Montréal. Alors que le comportement de fécondité est reconnu comme étant moins élevé en milieu urbain, le caractère

culturel des allophones de l’Île de Montréal provenant de régions de forte fécondité serait en quelque sorte estompé par le phénomène de contrainte économique et d’occupation spatiale que la ville apporte.

En ce qui a trait aux francophones et aux anglophones du reste du Québec, leur fécondité est très similaire durant la majorité des onze années étudiées. Néanmoins, alors que la fécondité des francophones était supérieure à celle des anglophones de 1991 à 1997, ces derniers affichent un comportement plus fécond que les francophones à partir de 1998.