Champ : ensemble des individus déclarant avoir au moins un enfant de moins de 18 ans en n. Note : les coefficients reproduits sont significatifs au seuil de 1%.
Les coefficients estimés montrent tout d’abord que, toutes choses égales par ailleurs, la probabilité de ne plus avoir d’enfant dans le ménage dépend fortement de l’âge du plus jeune enfant. Pour les hommes en couple sur les deux périodes et avec au moins un enfant en n, la probabilité d’être encore père en n+1 est quasiment de 100% lorsque l’enfant le plus jeune a entre 0
et 11 ans31, puis commence à décroître pour la valeur 13 ans (96%), de 57% pour 17 ans (départs des
enfants du ménage pour travailler ou étudier) et moins de 6 % pour 23 ans. Pour les femmes, l’évolution est quasi-similaire. Concernant les aspects familiaux, on remarque que la situation de couple a un effet positif comparé aux autres catégories à l’exception de la situation de célibataire pour les femmes. Toutes choses égales par ailleurs, on constate que les célibataires ont plus de chances de rester en parentalité mais cet effet est trop faible pour être interprété. La mise en couple a un effet négatif pour les deux sexes mais plus fort pour les femmes : on peut penser que les femmes qui se remettent en couple n’ont plus d’enfant dans le ménage compte tenu de l’influence négative de la présence d’enfant sur leur probabilité de mise en couple. En outre, on observe que la séparation diminue fortement la probabilité d’avoir un enfant dans le ménage, notamment pour les hommes qui perdent leur emploi. Si la naissance d’un enfant a lieu en même temps que la séparation de ses parents, alors on peut supposer qu’il sera gardé par sa mère, et ce, d’autant que la situation économique du père est instable. Enfin, un haut niveau de diplôme est associé à une plus forte probabilité de rester parents. De ce point de vue, on peut supposer que les enfants d’individus diplômés poursuivent davantage d’études que les autres et restent donc plus longtemps dans leur foyer. Dans ce cadre, il est envisageable que nous captions ici un effet « reproduction sociale».
Notre troisième et dernier modèle sur les transitions parentales cherche à modéliser la probabilité de survenue d’une nouvelle naissance pour les individus déjà parents l’année précédente. Comme pour le modèle du tableau A3.3, nous introduisons l’âge et l’âge au carré. L’impact de l’allongement de la durée des études a été testé par un croisement de l’âge avec une indicatrice de fin d’étude. Ce croisement s’est avéré non significatif comme le suggère les travaux de Toulemon et
31
Dans ce cas, on peut supposer que les sorties à un niveau aussi faible correspondent principalement à des décès.
Femmes Hommes
Constante 13,05 10,92
Age du plus jeune enfant -0,72 -0,59
Situation conjugale entre n et n+1
En couple réf. réf.
Célibataire 0,08 -1,32
Mise en couple -5,54 -1,59
Séparation -1,44
Avec perte d'emploi -10,30
Sans perte d'emploi -7,95
Capital Humain 0,02 9,66E-03
D de Somers 0,92 0,94
Paires concordantes (en %) 95 96,2
al. [2008] : le retard de premières naissances lié à l’augmentation du niveau d’étude ne se traduit pas par un retard sur les naissances de rang supérieur. La variable « nombre d’enfants de moins de 18 ans » cherche à saisir l’effet du rang de naissance. Pour appréhender la question relative à l’espacement entre les naissances, nous intégrons dans notre modèle la variable d’âge du plus jeune enfant et sa forme quadratique. Concernant, la situation professionnelle, une spécification précise conduit à des coefficients non significatifs exceptés pour les catégories « chômage en n et n+1 » pour les hommes et les comportements de reprise ou retrait d’activité pour les femmes. Nous conservons donc ces modalités dans nos estimations. De même, pour la situation conjugale, l’effet est non
significatif pour les hommes (aucun célibataire ne connaît de naissances nouvelles32), tandis qu’il est
significatif pour les femmes en couple et celles qui se sont mises en couple dans l’année. Tableau A3.5. Modèle de naissance pour les individus parents en n
Source : enquête SRCV 2004-2009 (Insee) - calculs des auteurs.
Champ : ensemble des individus déclarant avoir au moins un enfant de moins de 18 ans en n. Les hommes célibataires sont exclus de ces modélisations.
Note : les coefficients reproduits sont significatifs au seuil de 1%.
Le tableau A3.5 montre que la probabilité de naissance de rang supérieur est fortement conditionnée par l’âge des individus : elle croît sur le début du cycle de vie et décroît ensuite. Le nombre d’enfants préalablement présents dans le foyer a une influence négative sur la probabilité d’une nouvelle naissance. Toutes choses égales par ailleurs, à 30 ans, avoir 2 enfants dans le ménage diminue la probabilité de naissance de 10 points pour les hommes (8 points pour les femmes) par rapport au fait de n’avoir qu’un enfant. Ce résultat est cohérent avec les chiffres disponibles sur les taux conjoncturels de fécondité fournis par l’Insee. On constate ensuite que l’âge du plus jeune enfant a un effet positif croissant jusque 6 ans et décroissant au-delà de ce seuil quel que soit le sexe. Ce résultat suggère l’existence de comportements d’espacement des naissances : les individus auraient
32Nous excluons donc cette possibilité dans la simulation.
Femmes Hommes
Constante -11,09 -4,33
Age 0,69 0,28
Age² -0,01 -0,01
Nombre d'enfants de moins de 18 ans -0,95 -1,06
Age du plus jeune enfant 0,18 0,25
Age du plus jeune enfant au carré -0,02 -0,03
Transitions professionnelles Chômage en n et n+1 -0,74 Retrait de l'activité 0,83 Reprise de l'activité -1,63 Situation Conjugales En couple en n 1,06 En couple en n suivi d'une mise en couple 0,97
Capital humain -0,10 0,01
Capital humain au carré 6,90E-03 5,98E-04
D de Somers 0,7 0,67
Paires concordantes (en %) 84,6 83,1
tendance à attendre que le dernier né grandisse avant d’avoir une nouvel enfant sans pour autant souhaiter une différence d’âge importante. Si on s’intéresse à l’effet de l’activité professionnelle, on remarque qu’une situation de chômage durable défavorise la probabilité de naissance de rang supérieur pour les hommes. Ce résultat est cohérent avec celui de Pailhé et Solaz [2007] qui montrent que, pour les hommes, les périodes d’instabilité sur le marché du travail coïncident rarement avec la naissance d’un enfant (ceci en raison de leur rôle de premier pourvoyeur de revenu au sein du couple). Pour les femmes, on constate que le coefficient associé au retrait de l’activité est positif et inversement pour celui qui concerne la reprise d’activité. A ce titre, Pailhé et Solaz [2007] montrent que, suite à une naissance, les femmes ont tendance à stopper leur activité professionnelle (pour s’occuper de l’enfant, etc.). Par extension, on peut penser qu’elles reprennent une activité lorsqu’elles n’ont plus de projet d’enfant ou quand le dernier né est pris en charge par le système éducatif (Thévenon [2009]). Enfin, on remarque que l’effet du capital humain est positif pour les hommes et suit une forme en U pour les femmes. Pour les hommes, ce coefficient peut refléter la sécurité économique procurée par un niveau de diplôme élevé. Pour les femmes, on retrouve ici encore l’ambiguïté du statut socioéconomique (diplôme et activité).