Chapitre 3 : Projection de la fécondité

Consulter la version la plus récente.

Information archivée dans le Web

L’information dont il est indiqué qu’elle est archivée est fournie à des fins de référence, de recherche ou de tenue de documents. Elle n’est pas assujettie aux normes Web du gouvernement du Canada et elle n’a pas été modifiée ou mise à jour depuis son archivage. Pour obtenir cette information dans un autre format, veuillez communiquer avec nous.

Contenu archivé

Cette page Web a été archivée dans le Web.

Par Patrice Dion et Nora Bohnert

Passer au texte

• Introduction
• Tendances en matière de fécondité
• Résultats de l’enquête
• Méthodologie
• Fécondité des résidents non permanents
• Hypothèses
• Références
• Notes

Début du texte

Introduction

La fécondité a un effet considérable sur la taille et la structure par âge d’une population. Les hypothèses reposent sur un examen des tendances historiques et récentes de la fécondité aux niveaux provincial, territorial, national et international, des résultats de l’Enquête d’opinion sur les tendances démographiques futures et des données probantes tirées de la documentation scientifique. Les tendances de la fécondité sont examinées au moyen de nombreux indicateurs différents des perspectives de l’âge, de la parité, de la période et de la cohorte. Trois hypothèses (faible, moyenne et forte) sont formulées.

Tendances en matière de fécondité

Après un repli marqué de la fin de la période du baby-boom (de 1946 à 1965) au début des années 1980, l’indice synthétique de fécondité du moment (ISFM) du Canada fluctue de 1,5 à 1,7 enfant par femme depuis plus de 30 ans. Cette stabilité relative s’est accompagnée d’une augmentation soutenue des âges auxquels la plupart des Canadiennes ont leurs enfants (figure 3.1)^Note 1. Après les années 2000 et 2002 où le taux de fécondité a été le plus faible jamais enregistré au Canada (1,51 enfant par femme), la période de 2003 à 2008 a vu l’ISFM s’accroître de façon constante pour atteindre 1,68 enfant par femme en 2008. À ce moment-là, la tendance à remettre à plus tard la fondation d’une famille semblait sur le point de se terminer et l’ISFM se rapprochait des niveaux de la fécondité des cohortes^Note 2. Cependant, depuis 2008, l’ISFM s’est replié chaque année, pour tomber à 1,61 enfant par femme en 2011.

Description de la figure 3.1

À compter des années 1970, les taux de fécondité par âge (TFA) des femmes de moins de 30 ans ont amorcé une tendance à la baisse, marquée dans le nouveau millénaire par deux faits notables : en 2005, pour la première fois, les taux de fécondité des femmes de 30 à 34 ans dépassaient ceux des femmes de 25 à 29 ans, tandis qu’en 2011, pour la première fois, les taux de fécondité des femmes de 35 à 39 ans dépassaient ceux des femmes de 20 à 24 ans (figure 3.2). Depuis 2007, les taux de fécondité combinés des femmes de 30 à 39 ans sont plus élevés que ceux des femmes de 20 à 29 ans.

Description de la figure 3.2

Comme l’indique la figure 3.3, la diminution récemment observée de l’ISFM était attribuable au fait que pendant la période de 2008 à 2011, les taux de fécondité des jeunes femmes se sont constamment repliés, tandis que ceux des femmes plus âgées sont demeurés stables. Pendant la période précédente de 2002 à 2007, la tendance à la baisse des taux de fécondité des jeunes femmes s’était temporairement interrompue, tandis que les taux de fécondité des femmes plus âgées s’accroissaient de façon constante. Si la tendance observée de 2002 à 2007 semblait suggérer la fin prochaine de la tendance soutenue des jeunes femmes à reporter les naissances, les tendances plus récentes portent à croire que ce n’est pas vraiment le cas. Au lieu de cela, le report des naissances chez les jeunes femmes se poursuit à un niveau plus marqué que la « récupération » des femmes plus âgées (Frejka 2010).

Description de la figure 3.3

Le report des naissances chez les jeunes femmes s’observe également lorsque l’on examine la fécondité cumulée à ce jour de cohortes de femmes successives, comme l’indique la figure 3.4. En général, les cohortes plus récentes de femmes affichent des taux de fécondité pendant leurs premières années de procréation inférieurs à ceux des cohortes plus âgées. Bien que les cohortes des années 1970 aient démontré des indices de « récupération » (par exemple, la cohorte de 1970 a atteint, et pourrait finir par dépasser, les taux de fécondité de la cohorte de 1965), les cohortes plus récentes de femmes nées dans les années 1980 ont jusqu’ici enregistré des taux de fécondité relativement moindres.

Description de la figure 3.4

Dans un contexte international, la fécondité au Canada a généralement suivi les tendances annuelles observées dans d’autres pays industrialisés. Néanmoins, le Canada se retrouve dans une position singulière pour ce qui est du taux de fécondité. Parmi les pays industrialisés de l’OCDE, il y a deux groupes généraux pour ce qui est de la fécondité. Comme on peut le voir à la figure 3.5, les pays anglo-saxons et nordiques, comme les États-Unis, le Royaume-Uni et la Suède, ont affiché des taux de fécondité relativement élevés approchant ou dépassant le seuil de remplacement théorique de 2,1 enfants par femme. En revanche, les pays comme l’Allemagne, l’Espagne, l’Italie et le Japon ont enregistré ce que l’on pourrait qualifier de faibles taux de fécondité au cours de la dernière décennie (tous au-dessous de 1,5 enfant par femme). L’ISFM du Canada a tendance à se situer entre ces deux groupes, proche de la moyenne de l’OCDE.

Description de la figure 3.5

De 2005 à 2008, la plupart des pays de l’OCDE (y compris le Canada) ont enregistré une tendance à la hausse de leurs taux de fécondité, un phénomène que certains chercheurs ont imputé à une conjoncture économique plus favorable et/ou à la fin dans certains pays du report soutenu des naissances (voir par exemple Goldstein et coll. (2009), OCDE (2011) et Bongaarts et Sobokta (2012)). Cependant, depuis 2008, la majorité des pays de l’OCDE ont enregistré une stabilisation ou un léger repli de leurs taux de fécondité. Le Canada a affiché un des reculs les plus marqués de son taux de fécondité de 2008 à 2010 (-3,0 %), suivi de l’Australie (-3,6 %), de l’Espagne (-5,5 %) et des États-Unis (-7,3 %).

En examinant les pays d’Europe, Lutz et coll. (2006) relèvent des indices de facteurs démographiques, sociologiques et économiques qui pourraient, collectivement, réduire les taux de natalité au moyen de processus d’autorenforcement, constituant ce qu’ils appellent le « piège de la faible fécondité ». Le mécanisme démographique représente tout simplement l’effet de la structure par âge de la population sur le nombre de naissances. Un mécanisme sociologique pourrait également être en jeu dans les pays à faible fécondité où les jeunes générations, sous l’influence de leur environnement, développent des idéaux réduits en ce qui concerne la taille de la famille. Enfin, un troisième mécanisme a trait à l’hypothèse de revenu relatif élaborée par Richard A. Easterlin (1980), qui soutenait que le mariage, les naissances et bien d’autres aspects de la constitution et de l’élargissement d’une famille dépendent beaucoup de la façon dont le jeune couple « typique » évalue son « revenu relatif », c’est-à-dire les perspectives d’atteindre le style de vie économique auquel il aspire^Note 3. Traditionnellement, les enfants ont tendance à afficher des niveaux de vie plus élevés que leurs parents au même âge, en partie parce qu’ils partagent habituellement le patrimoine des parents avec moins de frères et sœurs et développent donc des aspirations plus ambitieuses. Cependant, ils doivent également composer avec les conséquences des réformes de la sécurité sociale mises en place pour atténuer les effets du vieillissement de la population, qui ont tendance à avoir un effet négatif sur leur revenu^Note 4. Par conséquent, un écart grandissant entre les aspirations matérielles des jeunes adultes et leur revenu relatif peut avoir un effet négatif sur les niveaux de fécondité des cohortes, ainsi que le moment des naissances, en raison de leur report dans le temps^Note 5. Martel et Bélanger (1999) ont relevé des indices de ce phénomène au Canada pendant la période de 1975 à 1997, associant l’interaction entre les replis du revenu relatif des jeunes hommes et les fluctuations des salaires des femmes à des baisses des taux de fécondité des femmes de 20 à 29 ans.

Une étude de Goldstein et coll. (2003) a permis de constater qu’effectivement, la taille idéale d’une famille pourrait être en baisse dans certains pays germanophones d’Europe, comme l’Autriche, où l’ISFM est tombé au-dessous du seuil de remplacement depuis la fin du baby-boom. L’explication la plus plausible pour les auteurs est que ce changement serait une conséquence de l’historique de faible fécondité; dans ces pays, les jeunes générations ont été témoins d’une fécondité inférieure au seuil de remplacement des générations pendant toute leur vie. Les auteurs soulignent que bien que les intentions de fécondité (en termes de taille des familles) se concrétisent rarement dans les pays à faible fécondité, cette tendance pourrait marquer un nouveau stade possiblement révélateur de ce qui est à venir dans d'autres pays à faible fécondité. Toutefois, Edmonston et coll. (2010) n’ont pas trouvé d'indications que la taille idéale d’une famille est en baisse au Canada^Note 6.

À l’échelon infranational, les ISFM varient grandement entre les provinces et les territoires du Canada. Au cours des dernières décennies, les provinces de l’Atlantique ont affiché des taux de fécondité parmi les plus faibles du pays. Toutefois, en 2011, c’est la Colombie-Britannique qui a enregistré le plus faible taux : 1,42 enfant par femme (figure 3.6). L’Ontario et le Québec avaient les taux de fécondité qui s’approchaient le plus de la moyenne canadienne (du fait notamment de leurs tailles de population importantes), tandis que les provinces des Prairies et les territoires se situaient considérablement au-dessus de la moyenne canadienne. Le taux de fécondité le plus élevé en 2011, et le seul à se situer au-dessus du seuil de remplacement, était celui du Nunavut (2,97 enfants par femme). À l’exception du Nunavut, les ISFM des provinces et des territoires affichaient généralement une tendance convergente au cours des 100 dernières années.

Description de la figure 3.6

Les données récentes montrent également des divergences entre les provinces et territoires en ce qui concerne les tendances de la fécondité par âge. À l’échelle nationale, un plus grand nombre de naissances a été enregistré parmi les femmes âgées d’une trentaine d’années que parmi les femmes âgées d’une vingtaine d’années en 2011, même si cette situation ne s’est présentée que dans trois provinces (l’Ontario, l’Alberta et la Colombie-Britannique) et un territoire (Yukon) (figure 3.7). Dans les autres provinces et territoires, la majorité des naissances étaient issues de femmes de moins de 30 ans. Les plus fortes proportions de naissance chez les femmes de moins de 30 ans ont été enregistrées au Nunavut (75,1 %), au Nouveau-Brunswick (60,9 %) et en Saskatchewan (60,1 %), et les plus faibles, en Colombie-Britannique (42,0 %). La répartition des naissances au Nunavut montre des âges à l’accouchement particulièrement jeunes, près d’une naissance sur cinq (18,3 %) étant issue de femmes de moins de 20 ans en 2011; c’est plus que trois fois la moyenne observée dans l’ensemble des autres provinces et territoires (5,6 %).

Description de la figure 3.7

En plus des disparités socioéconomiques et culturelles, les différences en termes d’ISFM et de taux par âge entre les provinces et territoires pourraient refléter en partie des distinctions en matière de politiques pouvant avoir un impact sur la fécondité et la taille des familles. À l’instar de la plupart des pays de l’OCDE, le Canada n’a pas de politique explicite en matière de fécondité, puisque ces questions sont généralement considérées comme relevant du domaine privé (OCDE 2011). Cependant, au Canada comme dans d’autres pays, des politiques ont été élaborées afin de réduire les obstacles et les coûts associés au fait d’avoir des enfants. Beaujot et coll. (2013) notent qu’au Canada, ces mesures sont surtout axées sur les familles à faible revenu. Il est souvent très difficile d’évaluer l’effet de politiques particulières sur la fécondité (Gauthier 2008). En général, on a constaté que bien que certains bénéfices offerts aux familles puissent réduire les coûts associés au fait d’élever des enfants, leurs effets sur la fécondité en tant que telle sont très limités et hétérogènes et affectent souvent davantage le moment des grossesses plutôt que leur nombre (OCDE 2011; Gauthier 2007; Gauthier 2008; Thévenon et Gauthier 2010). Néanmoins, on a déterminé que ces effets sur le choix du moment ont une incidence sur l’indice synthétique de fécondité dans certains cas^Note 7.

Dans le cas du Canada, des indices laissent croire à des effets positifs, mais limités des politiques sur la fécondité. Par exemple, Morency et Laplante (2010) constatent de légers effets positifs de l’aide financière et des congés parentaux sur la première naissance des couples de travailleurs; effets qui varient toutefois en fonction du revenu du couple et d’autres facteurs, comme la sécurité d’emploi et l’accession à la propriété (voir aussi Laplante et coll. 2010). La province de Québec a fait l’objet d’un certain nombre d’études sur l’incidence de diverses politiques sur la fécondité, en particulier sur l’introduction par la province du transfert pécuniaire d’une allocation familiale au début des années 1990 et des programmes subséquents de garde subventionnée et de congés parentaux, qui sont plus généreux et moins restrictifs que les programmes fédéraux (Milligan 2005; Beaujot et coll. 2013). Si les programmes plus récents semblent avoir certains effets positifs pour l’activité sur le marché du travail des mères (Lefebvre et coll. 2011), il est encore trop tôt pour en évaluer l’incidence sur la descendance finale des mères (Lapierre-Adamcyk 2010).

Résultats de l’enquête

Les répondants à l’Enquête d’opinion sur les tendances démographiques futures ont donné leurs opinions au sujet des niveaux futurs de la fécondité synthétique du moment (ISFM) et de la fécondité des cohortes (ISFC) au Canada. Pour ce qui est de l’ISFM, les répondants anticipaient généralement une légère hausse. Plus précisément, les réponses médianes à l’estimation la plus probable de l’ISFM étaient de 1,65 enfant par femme pour 2018 et de 1,67 enfant par femme pour 2038 (figure 3.8).

Description de la figure 3.8

À l’inverse, les répondants prévoyaient un léger repli des indices de fécondité de cohortes pour l’avenir. Comparativement à la descendance finale la plus récente de 1,81 enfant par femme pour la cohorte de 1962, les réponses médianes de l’enquête à l’estimation la plus probable de la descendance finale des cohortes de 1980 et de 1990 se situaient à 1,75 et à 1,78 enfant par femme, respectivement (figure 3.9).

Description de la figure 3.9

Pour étayer leurs estimations, les répondants à l’enquête ont mentionné des tendances qui pourraient suggérer, tour à tour, une légère hausse ou une légère baisse de la fécondité dans l’avenir. Bon nombre de répondants anticipe que certaines tendances socioculturelles, comme le report de la formation d’unions, l’instabilité des unions, la diversification des types de familles et la croissance de la scolarisation et de l’activité sur le marché du travail des femmes, persisteront et causeront d’autres replis de la fécondité dans l’avenir. Pour certains répondants, la tendance à la hausse de l’âge moyen suggère que les taux de fécondité se replieront dans l’avenir, du fait simplement des limites biologiques de la fertilité. En effet, si les femmes reportent de plus en plus leurs grossesses, elles pourraient avoir de plus en plus de mal à concevoir le nombre d’enfants qu’elles souhaitent. D’autres s’attendent à ce que l’âge moyen à l’accouchement cessera d’augmenter (encore une fois, pour des raisons biologiques), et que l’ISFM se mettra à augmenter, à mesure que diminuent les « effets de calendrier » ayant contribué à le réduire au cours des dernières années. Parmi les autres arguments appuyant une hausse du niveau de la fécondité dans l’avenir, on note l’effet potentiel d’une fécondité accrue des immigrants récents, de même que l’effet sur le taux de fécondité du Canada de l’influence grandissante de la fécondité plus élevée des provinces de l’ouest en raison de leur poids démographique en hausse.

Méthodologie

Comme le mentionnent Preston et coll. (2001), l’indice synthétique de fécondité est l’indicateur le plus important de la fécondité. Ils le définissent comme le nombre moyen d’enfants qu’une femme pourrait avoir à supposer qu’elle survive jusqu’à la fin de ses années de procréation et qu’elle affiche à chaque âge un ensemble particulier de taux de fécondité par âge (Ibid, page 95). Ces taux de fécondité par âge peuvent être observés pendant des périodes précises, afin d’obtenir l’indice synthétique de fécondité du moment (ISFM), ou pendant la durée de vie reproductive d’une cohorte de femmes, auquel cas nous obtenons un indice synthétique de fécondité de cohorte (ISFC), également appelé descendance finale de la cohorte.

Considérations théoriques et pratiques

La plupart des agences statistiques basent leurs hypothèses de projections sur les ISFM, surtout parce que les paramètres de projection de la fécondité prennent la forme de taux annuels par âge, et parce que l’ISFC peut être calculé uniquement pour les cohortes de femmes qui ont déjà atteint la fin de leurs vie reproductive. Cependant, les mesures basées sur la période sont affectées par les changements dans le rythme (calendrier) de la fécondité de cohortes successives, et par conséquent, elles peuvent s’avérer des indicateurs trompeurs de la fécondité réelle de la cohorte (quantum). Par exemple, le report des naissances au cours d’une année donnée entraînera une baisse de l’ISFM, mais pas nécessairement une réduction de la fécondité de la cohorte si ces femmes finissent par récupérer ces naissances à des âges plus avancés. Pour Sobotka (2003), le report observé pendant les décennies récentes dans les pays à faible fécondité a rendu l’ISFM un indicateur inadéquat de la fécondité en termes de nombre de naissances (quantum).

Étant donné que ces variations reflètent uniquement les changements du nombre d’enfants qu’ont les cohortes de femmes, comparativement, l’ISFC est beaucoup plus stable que les mesures basées sur la période et convient ainsi généralement mieux pour les projections^Note 8. Comme le mentionnent Li et Wu (2003, page 303), les démographes s’entendent généralement pour dire que les mesures de fécondité des cohortes sont préférables aux mesures de période pour indiquer dans quelle mesure une société arrive à se renouveler.

Dans ce contexte, comme l’explique van Imhoff (2001, page 24), la difficulté est d’établir des hypothèses au sujet du processus de formation de la famille de la perspective d’une cohorte à partir de données qui sont essentiellement recueillies sur une base annuelle, c’est-à-dire d’une perspective transversale ou de période. Certaines procédures d’ajustement pour éliminer les « effets temporels » inhérents à l’ISFM ont été proposées dans la littérature, comme celles suggérées par Bongaarts et Feeney (1998). Cependant, la validité de ces mesures réajustées en fonction du calendrier comme estimateurs de la fécondité des cohortes ne fait pas l’unanimité (Ní Bhrolcháin 2011). Bien que certains aient estimé que le rajustement Bongaarts-Feeney était généralement robuste (Zeng et Land 2000), et que les écarts par rapport aux principales hypothèses introduisaient des erreurs mineures seulement dans les estimations des composantes des effets de la quantité et du calendrier (Bongaarts et Feeney 2000, page 563), la capacité de cette mesure d’isoler les effets purs du quantum de la fécondité a également été vivement critiquée (van Imhoff et Keilman 2000; Kim et Schoen 2000; Kohler et Philipov 2001)^Note 9. Ces facteurs ont convaincu Ní Bhrolcháin (2011) de préconiser une prévision explicite de la fécondité des cohortes, qui constitue une façon plus transparente et polyvalente d’estimer la taille moyenne ultime de la famille pour les cohortes qui n’ont pas atteint la fin de leurs années de procréation.

Plusieurs projections basées sur l’ISFC ont été établies pour le Canada dans la littérature (voir par exemple Li et Wu 2003; Schmertmann et coll. 2012; Myrskylä et coll. 2013). Au moyen d’une variante de la méthode Lee-Carter (Lee et Carter 1992), originalement utilisée pour la projection de la mortalité au cours d’une période, Myrskylä et coll. (2013) ont projeté les ISFC en extrapolant les taux de fécondité par âge cinq ans plus tard en fonction des tendances observées au cours des cinq dernières années^Note 10. À partir des données sur les naissances au Canada jusqu’en 2007, ils ont projeté des ISFC de 1,84 enfant par femme pour les deux cohortes de femmes nées en 1975 et en 1979, ce qui suppose une disparition ultime, à long terme, de la tendance baissière de la fécondité des cohortes. Ils obtiennent des résultats semblables dans d’autres pays. En fait, leurs projections indiquent une stabilisation ou une augmentation de la fécondité des cohortes dans la plupart des pays qui ont affiché une faible fécondité du moment au cours des dernières décennies. Les auteurs soutiennent avoir obtenu de meilleurs résultats dans des comparaisons a posteriori qu’avec des méthodes d’extrapolation simple illimitée ou l’utilisation de simples taux fixes dans le temps.

Cependant, comme susmentionné, l’année 2007 marquait la fin d’une période d’augmentation de la fécondité commencée en 2003; au cours des années subséquentes de 2008 à 2011, la fécondité du moment s’est repliée. On obtient des résultats considérablement différents en appliquant le même modèle aux dernières données disponibles. La figure 3.10 montre le résultat de trois projections. Dans les deux premières projections, les taux par âge sont extrapolés pour cinq ans avant d’être gelés, à partir de deux périodes de référence différentes : d’abord, la période de 2002 à 2007 est utilisée, à l’instar de Myrskylä et coll. (2013); ensuite, les données les plus récentes sont utilisées, c’est-à-dire de 2006 à 2011. On peut voir que les résultats fluctuent considérablement en fonction de la période de référence. Au cours des premières années de la projection, les résultats sont indifférenciables parce que les femmes de ces cohortes ont déjà traversé la majeure partie de leurs années de procréation; par conséquent, seules les dernières années (où les taux de fécondité sont relativement faibles) sont extrapolées. Toutefois, les tendances pour les cohortes plus récentes divergent, et la fécondité des cohortes finit par se replier davantage au bout du compte lorsque l’on utilise la période de référence la plus récente. Compte tenu de cette sensibilité en ce qui concerne la période passée utilisée, une troisième projection a été faite au moyen d’une période de référence de 10 ans pour laquelle les taux ont été extrapolés pour 10 ans avant d’être maintenus constants. Il en résulte des ISFC qui sont également à la baisse à long terme, mais de façon moins prononcée que dans la projection basée sur la période de 2006 à 2011.

Description de la figure 3.10

Description de la méthodologie

Les considérations précédentes montrent que dans un contexte de volatilité des taux de fécondité, il est difficile d’extrapoler les niveaux futurs de la fécondité des cohortes sans faire des choix quelque peu arbitraires, mais non moins significatifs en ce qui concerne la période de référence. Le problème est accentué par le fait qu’il est nécessaire d’extrapoler chaque province et territoire séparément : non seulement les tendances diffèrent-elles d’une région à l’autre au cours de la même période, mais dans certaines d’entre elles, une bonne proportion de la variabilité peut être imputée à de faibles tailles de population. Cela étant, la variante du modèle Lee-Carter proposée par Myrskylä et coll. (2013) comporte de nombreux avantages. Elle est simple et transparente et peut être adaptée en vue de créer différentes hypothèses. De plus, elle convertit de façon cohérente les fluctuations des niveaux généraux de fécondité en changements plausibles de la structure par âge de la fécondité à partir des tendances observées par le passé. Par conséquent, cette méthode a été retenue pour le calcul des TFA servant comme paramètres dans les projections en conjonction avec des cibles d’ISFM établies au niveau canadien^Note 11.

Brièvement, la méthode se compose d’une variation du modèle Lee-Carter :

$$\begin{array}{cccc}{f}_{x,t}=a_x+b_x{K}_t& & & (3.1)\end{array}$$

Dans cette équation, $f_{x,t}$ est le taux de fécondité par âge à l’âge x et au moment t; $a_x$ est le taux de fécondité par âge de la période la plus récente (le taux de base); $b_x$ est un vecteur de paramètres mesurant les changements liés à chaque âge donné au fil du temps, estimé comme le changement annuel moyen des taux de fécondité par âge pendant la période de référence; et $K_t$ est la composante temporelle projetée. Pour une période de référence de 10 ans, les paramètres $K_t$ sont estimés à partir d’une régression de $\left(f_{x,t}-\stackrel{\wedge }{a_x}\right)$ sur $K_t{\stackrel{\wedge }{b}}_x$ pour les années t-9 à t. Pour une description plus détaillée de la méthode, le lecteur est invité à consulter Myrskylä et coll. (2013).

La méthode a été adaptée de façon à pouvoir intégrer l’approche « ascendante hybride » généralement utilisée dans les projections, qui nécessite la production de projections distinctes pour chaque province et territoire, tout en adhérant à un ensemble principal d’hypothèses pour le Canada. Trois hypothèses distinctes sont proposées : faible, moyenne et forte fécondité. Dans un premier temps, une période de référence est sélectionnée pour chacune de ces hypothèses, reflétant la tendance générale projetée en matière d’ISFM et d’ISFC au niveau national. Les TFA et les ISFM pour le Canada sont projetés à partir des périodes choisies. La période de référence de 2001 à 2011 a été retenue pour l’hypothèse moyenne parce que son extrapolation produit une évolution « modérée » d’une légère augmentation de la fécondité du moment et d’une légère diminution des taux de fécondité des cohortes à l’échelon du Canada, une évolution qui a été étayée par les estimations « les plus probables » fournies par les répondants dans le cadre de l’Enquête d’opinion sur les tendances démographiques futures. Dans le cas de l’hypothèse faible, la période de référence sélectionnée est de 2008 à 2011, une période pendant laquelle l’ISFM pour l’ensemble du Canada s’est replié de façon continue. En revanche, la période de référence pour l’hypothèse forte s'étend de 2002 à 2008, une période de hausses relativement constantes de l’ISFM à l’échelon du Canada. Dans les hypothèses faibles et fortes, les cibles d’ISFM et d’ISFC au niveau national sont obtenues non seulement à travers le choix de la période de référence, mais aussi en ajustant le poids donné au facteur de changement au cours de la période de référence, le facteur $K_t$ (le facteur temporel). Dans toutes les hypothèses, les TFA sont extrapolés de 2012 jusqu’en 2021, année après laquelle ils demeurent constants. Les valeurs extrapolées pour l’année 2012 ne sont cependant pas utilisées directement pour la projection des naissances, laquelle débute en 2013.

L’extrapolation à l’échelle du Canada n’est qu’une étape intermédiaire dans le calcul des taux provinciaux et territoriaux. Ainsi, dans une deuxième étape, la méthode est répétée pour chaque province et territoire, à partir des mêmes périodes de référence que celles utilisées à l’échelon du Canada dans la mesure du possible^Note 12. Les cibles en matière d’ISFM pour chaque province et territoire sont établies de manière à correspondre proportionnellement à la variation de l’ISFM prévue pour le Canada à l’étape précédente. Par exemple, si l’ISFM à l’échelon du Canada devait diminuer de 12 % de 2011 à 2021 d’après l’hypothèse de faible fécondité, la cible visée de l’ISFM en 2021 pour chaque province et territoire serait de 12 % inférieure au niveau observé en 2011. Cette cible est atteinte en obtenant le facteur temporel approprié, $K_t$, grâce à des itérations. L’utilisation de cibles de l’ISFM permet d’obtenir une variation similaire entre les hypothèses faible et forte dans chaque province et territoire, offrant ainsi une plage acceptable de résultats. Cela permet également d’assurer la cohérence entre la cible de l’ISFM présumée à l’échelle du Canada et celle obtenue à la suite de la projection séparée de l’ensemble des provinces et des territoires^Note 13. Comme pour la projection au niveau national, les TFA sont extrapolés de 2012 jusqu’en 2021^Note 14, année après laquelle ils demeurent constants, sauf dans la province de Québec. Dans ce cas, les TFA observés pour les années 2012 et 2013 étaient disponibles au moment de l’élaboration des hypothèses, et l’extrapolation débute en 2014 à partir des TFA observés en 2013^Note 15.

Il convient de souligner que cette méthode n’a pas pu être utilisée pour viser des cibles spécifiques (prédéfinies) en ce qui concerne l’ISFC. En effet, pour les cohortes de femmes qui ont déjà commencé leurs années de vie reproductives, l’ISFC atteint dépendra en partie des TFA déjà observés, et en partie des TFA projetés. Par exemple, le niveau obtenu de l’ISFC de la cohorte de 1980 sera déterminé en partie par les TFA qui ont déjà été observés, c’est-à-dire lorsque ces femmes avaient de 10 à 31 ans, et en partie par les taux à venir de 2012 à 2035, à mesure que ces femmes atteindront les âges de 32 à 54 ans. Par conséquent, l’utilisation d’une cible d’ISFC pour la cohorte de 1980 n’impliquerait aucune hypothèse à propos des TFA aux âges inférieurs à 32 ans, alors que ces TFA auront néanmoins une incidence sur le nombre prévu de naissances, ainsi que sur les ISFM projetés pour les cohortes subséquentes de femmes.

En fait, bien que par souci de cohérence des cibles d’ISFC soient considérées dans la sélection des périodes de référence pour les projections au niveau national, la méthode proposée par Myrskylä et coll., visant principalement la projection de taux de fécondité des cohortes, est utilisée ici afin de projeter des cibles en matière de fécondité du moment. Elle n’en conserve pas moins des avantages importants à l’égard de la projection de taux de fécondité des cohortes. Sa force principale est de modéliser les variations des TFA de façon cohérente et indépendamment dans chaque province et territoire. Comme les variations observées en matière de TFA sont souvent faiblement corrélées d’une région à une autre, il est préférable de ne pas imposer un parcours futur unique commun à l’ensemble des provinces et territoires. Modéliser la projection de la fécondité d’une région sur la base de ses propres tendances passées, devrait donner lieu à des variations plus plausibles des TFA et du nombre de naissances^Note 16. Ainsi, les niveaux ultimes de l’ISFC dans chaque province et territoire ne sont pas déterminés a priori conjointement avec les niveaux désirés au Canada; ils évoluent plutôt indépendamment de l’échelon national. Plus précisément, étant donné que chaque province et territoire a une structure distincte de $b_x$ (composition des variations selon l’âge) appliquée à différentes intensités, et que l’incidence sur la fécondité des cohortes dépend des structures $b_x$, l’effet sur l’ISFC à l’échelon du Canada n’est pas déterminé avant la projection. Ultimement, l’ISFC atteint dans une province ou un territoire n’est connu que pour les cohortes de femmes qui débutent leurs années de procréation en 2021 ou plus tard; en effet, dans ces cas, l’ISFC sera équivalent à l’ISFM, celui-ci étant maintenu constant à partir de 2021.

Fécondité des résidents non permanents

Au cours des éditions passées, les résidents non permanents (RNP) se voyaient simplement attribuer les mêmes comportements en matière de fécondité que les résidents permanents (RP) du Canada. Pourtant, la nature temporaire de leur présence au pays donne à penser que cela ne soit pas le cas. S’il est possible d’attribuer aux RNP des paramètres de fécondité distincts vu le fait qu’ils sont projetés séparément des RP^Note 17, il n’est pas possible de distinguer le statut de résidence des mères dans les statistiques de l’état civil, d’où proviennent les données sur les naissances utilisées pour le calcul des taux de fécondité.

Cette édition incorpore pour la première fois une série distincte de paramètres de fécondité pour la population des RNP au Canada. Spécifiquement, les taux de fécondité spécifiques aux RNP ont été calculés à l’aide de la méthode du décompte des enfants au foyer, appliquée aux données de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011. La méthode consiste à identifier les enfants vivant dans des familles et à les lier aux femmes ayant les plus fortes probabilités d’être leur mère dans l’ENM, ce qui permet par la suite d’estimer des taux de fécondité par âges^Note 18. Bien que non dépourvue de limites, la méthode parvient à mieux représenter les comportements des RNP en matière de fécondité que le fait de considérer ceux-ci comme identiques à la population des RP^Note 19.

Étant donné les faibles effectifs dans certaines régions (en ce qui concerne autant la population de femmes RNP que les naissances provenant de ces femmes), il n’était possible de calculer une série de base de TFA pour les femmes RNP qu’à l’échelon du Canada. Des hypothèses spécifiques faibles, moyennes et fortes pour les femmes RNP ont été créées distinctement en faisant évoluer les TFA de base relatifs aux RNP selon les hypothèses principales développées pour la population totale dans chaque province et territoire.

Comme des hypothèses de fécondité distinctes ont été créées pour la population des RNP, il était nécessaire de dériver les hypothèses de fécondité pour la population restante, soit celle des résidents permanents (RP). Les hypothèses de fécondité des résidents permanents (RP) ont été établies de façon à correspondre, à chaque âge et pour chaque province et territoire, à la différence de fécondité lors de la soustraction de la fécondité des résidents non permanent (RNP) à celle de la population totale, regroupant les résidents permanents et non permanents. Comme pour la population des RNP, les hypothèses de fécondité relatives aux RP évoluent dans le temps dans les mêmes proportions que les hypothèses déterminées initialement pour la population totale.

La figure 3.11 présente les TFA pour l’année de base (2011) estimés pour les RNP, les RP et la population totale du Canada. Les résultats montrent, tel qu’attendu, que la population de femmes RNP affiche des taux de fécondité plus faibles que celle des femmes RP (avec un ISFM de 1,08 enfant par femme comparativement à 1,64 enfant par femme pour les RP en 2011). Les RNP se distinguent aussi par une structure singulière de leurs taux de fécondité par âge, avec un âge moyen à l’accouchement plus élevé (32,4 ans) que les RP (30,1 ans). Quant aux écarts entre la fécondité de la population totale et celle des RP, ceux-ci sont minimes, ce qui s’explique par le faible poids des RNP au sein de la population totale. Les tendances extrapolées et décrites plus haut pour la population totale pour chaque hypothèse ont été appliquées aux séries des taux de fécondité par âge des RP et des RNP, maintenant ainsi la cohérence avec les hypothèses développées pour la population totale à l’égard de l’ISFM et de l’ISFC.

Description de la figure 3.11

Dans la prochaine section, les hypothèses ne sont présentées que pour la population totale seulement; toutefois, les paramètres de projection sont distincts pour les RP et les RNP, et les deux séries s’additionnent pour correspondre aux hypothèses pour la population totale.

Hypothèses

L’analyse des tendances en ce qui concerne la fécondité passée et les résultats de l’Enquête d’opinion sur les tendances démographiques futures a mené à l’élaboration de trois hypothèses distinctes, une hypothèse de fécondité moyenne, forte et faible. Selon toutes les hypothèses, les taux de fécondité par âge demeurent fixes 10 ans après le début de la projection. Cela implique que l’ISFM demeurera au même point à partir de ce moment, et que l’ISFC finira par converger au niveau de l’ISFM à long terme. Par ailleurs, les variations de la structure par âge de la fécondité cesseront, ce qui cadre avec l’hypothèse voulant que le report supplémentaire soit limité en raison des limites biologiques de la fécondité et du fait que les femmes peuvent seulement réduire le décalage entre les naissances jusqu’à un certain point.

D’après l’hypothèse moyenne, à l’échelon du Canada, l’indice synthétique de fécondité du moment s’accroît légèrement par rapport au niveau le plus récent de 1,61 enfant par femme en 2011, pour atteindre 1,67 en 2021, après quoi il demeure constant. D’après cette hypothèse, le Canada continuerait sa tendance à long terme consistant à maintenir un ISFM au-dessous de 1,70 enfant par femme, mais les niveaux seraient considérablement au-dessus des plus faibles niveaux observés au début des années 2000. Reflétant les tendances récentes observées dans l’ensemble du Canada, le report de la fécondité et la récupération se poursuivraient à des niveaux semblables, ce qui donnerait lieu à une quasi-stabilisation de l’ISFM. D’ailleurs, un ISFM de 1,67 enfant par femme correspond à l’estimation à long terme médiane « la plus probable » fournie par les répondants au sondage d’opinion.

D’après l’hypothèse forte, l’ISFM augmente, pour passer de 1,61 enfant par femme en 2011 à 1,88 en 2021, après quoi il demeure constant. Une valeur d’ISFM de 1,88 enfant par femme, bien qu’elle ait été observée récemment en Australie et aux États-Unis, a été observée pour la dernière fois dans l’ensemble du Canada en 1973. Une augmentation de la fécondité de cette ampleur pourrait survenir si, par exemple, les taux de fécondité par âge chez les femmes dans la trentaine continuaient d’augmenter, ou si certaines sous-populations affichant une plus forte fécondité augmentaient en proportion au sein de la population canadienne.

D’après l’hypothèse faible, l’ISFM diminue, pour passer de 1,61 enfant par femme en 2011 à 1,53 en 2021 et par la suite. L’ISFM de 1,53 enfant par femme est légèrement supérieur au niveau le plus faible enregistré pour le Canada (1,51 enfant par femme en 2000 et en 2002) et demeure au-dessus des niveaux récemment observés dans certains pays industrialisés « à faible fécondité », comme l’Italie, l’Allemagne et l’Espagne. Une telle évolution pourrait se produire si, par exemple, les jeunes femmes étaient de plus en plus nombreuses à reporter leurs grossesses à un point tel que la descendance finale s’en trouverait réduite en raison des limites biologiques de la fécondité; ou si, comme le suggèrent certains experts, diverses tendances socioculturelles, comme la remise à plus tard de la formation d’unions et l’augmentation de la scolarisation et de l’activité sur le marché du travail des femmes, évoluaient de façon à réduire la fécondité.

La figure 3.12 indique les niveaux projetés de l’ISFM pour les hypothèses faible, moyenne et forte à l’échelon du Canada^Note 20, alors que le tableau 3.1 présente les ISFC et ISFM projetés pour toutes les hypothèses, pour le Canada, les provinces et les territoires. Les résultats montrent que les provinces et territoires diffèrent grandement dans les niveaux d’ISFC projetés. De toute évidence, le fait de projeter chaque région selon ses propres tendances passées permet de préserver la particularité de leur parcours.

Description de la figure 3.12

L’évolution de l’âge moyen au moment de l’accouchement pour les hypothèses faible, moyenne et forte suit les changements observés au cours des périodes de référence sélectionnées et l’intensité à laquelle ces changements ont été appliqués dans les 10 premières années de la projection (tableau 3.2). Comme le montre la figure 3.3 pour l’ensemble du Canada, dans l’hypothèse faible, la période de référence (2008 à 2011) était caractérisée par une réduction des taux de fécondité de 10 à 29 ans, ainsi qu’une stabilité générale aux âges de 30 ans et plus. Selon l’hypothèse forte, la période de référence (2002 à 2008) était caractérisée par des augmentations des taux de fécondité dès l’âge de 30 ans et une stabilité générale aux âges de 10 à 29 ans. L’hypothèse moyenne, basée sur la période de 2001 à 2011, révèle une légère diminution des taux de fécondité parmi les 10 à 29 ans et une augmentation plus importante de ces taux aux âges suivants. Par conséquent, toutes les hypothèses supposent une hausse de l’âge moyen à l’accouchement (ce qui semble également vrai dans tous les cas pour chaque province et territoire; voir le tableau 3.2).

Références

Beaujot, R., C.J. Du et Z. Ravanera. 2013. « Family policies in Quebec and the rest of Canada: Implications for fertility, child-care, women’s paid work and child development indicators », Canadian Public Policy, volume 39, numéro 2, pages 221 à 239.

Bélanger, A. et S. Gilbert. 2002. « La fécondité des immigrantes et de leurs filles nées au Canada », Rapport sur l'état de la population du Canada, n^o 91-209-X au catalogue de Statistique Canada, pages 129 à 165.

Bongaarts, J. et G. Feeney. 1998. « On the quantum and tempo of fertility », Population and Development Review, volume 24, numéro 2, pages 271 à 291.

Bongaarts, J. et G. Feeney. 2000. « On the quantum and tempo of fertility : Reply », Population and Development Review, volume 26, numéro 3, pages 560 à 564.

Bongaarts, J. et T. Sobotka. 2012. « A demographic explanation for the recent rise in European fertility », Population and Development Review, volume 38, numéro 1, pages 38 à 120.

d’Addio, A.C. et M.M. d’Ercole. 2005. « Trends and determinants of fertility rates in OECD countries : The role of policies », OECD Social, Employment and Migration working paper.

Désplanques, G. 1993. « Mesurer les disparités de fécondité à l’aide du seul recensement », Population, volume 6, pages 2011 à 2023.

Easterlin, R.A. 1980. Birth and Fortune: The Impact of Numbers on Personal Welfare, Basic Books Publishers, 205 pages.

Edmonston, B., S.M. Lee et Z. Wu. 2010. « Fertility intentions in Canada : Change or no change? », Canadian Studies in Population, volume 37, pages 297 à 337.

Frejka, T. 2010. « Cohorts overlays of evolving childbearing patterns : How postponement and recuperation are reflected in period fertility trends », MPIDR working paper, WP 2010-026.

Gauthier, A. 2007. « The impact of family policies on fertility in industrialized countries : A review of the literature », Population Research Policy Review, volume 26, numéro 3, pages 323 à 346.

Gauthier, A. 2008. « Some theoretical and methodological comments on the impact of policies on fertility », Vienna Yearbook of Population Research, volume 6, pages 25 à 28.

Goldstein, J., W. Lutz et M.R. Testa. 2003. « The emergence of sub-replacement family size ideals in Europe », Population Research and Policy Review, volume 22, pages 479 à 496.

Goldstein, J., T. Sobotka et A. Jasilioniene. 2009. « The end of lowest-low fertility? », Population and Development Review, volume 35, numéro 4, pages 663 à 700.

Goldstein, J.R., M. Kreyenfeld, A. Jasilioniene et D.K. Orsal. 2013. « Fertility reactions to the 'Great Recession' in Europe : Recent evidence from order-specific data », Demographic Research, volume 29, numéro 4, pages 85 à 104.

Grabill, W.H. et L.J. Cho. 1965. « Methodology for the measurement of current fertility from population data on young children », Demography, volume 2, pages 50 à 73.

Kim, Y.J et R. Schoen. 2000. « On the quantum and tempo of fertility : Limits to the Bongaarts-Feeney Adjustment », Population and Development Review, volume 26, numéro 3, pages 554 à 559.

Kohler, H.P. et D. Philipov. 2001. « Variance effects in the Bongaarts-Feeney formula », Demography, volume 38, pages 1 à 16.

Kohler, H.P. et J.A. Ortega. 2002. « Tempo-adjusted period parity progression measures, fertility postponement and completed cohort fertility », Demographic Research, volume 6, numéro 6, pages 91 à 144.

Lapierre-Adamcyk, E. 2010. « L’évolution de la fécondité et la politique familiale québécoise », Santé, Société et Solidarité, numéro 2, pages 63 à 74.

Laplante, B., J.D. Morency et M.C. Street. 2010. « L’action politique et la fécondité : Aperçu d’une étude empirique du processus qui régit la première naissance au Canada », Santé, Société et Solidarité, numéro 2, pages 75 à 84.

Lee, R.D. et L.R. Carter. 1992. « Modeling and forecasting U.S. mortality », Journal of the American Statistical Association, volume 87, numéro 419, pages 659 à 671.

Lefebvre, P., P. Merrigan et F. Roy-Desrosiers. 2011. « Quebec's childcare universal low fees policy 10 years after : Effects, costs and benefits », document de travail 11-01, Centre Interuniversitaire sur le Risque, les Politiques Économiques et l’Emploi.

Lesthaeghe, R. et G. Moors. 2000. « Recent trends in fertility and household formation in the industrialized world », Review of Population and Social Policy, volume 9, pages 121 à 170.

Li, N. et Z. Wu. 2003. « Forecasting cohort incomplete fertility : A method and an application », Population Studies, volume 57, numéro 3, pages 303 à 320.

Lutz,W., V. Skirbekk et M.R. Testa. 2006. « The low-fertility trap hypothesis : Forces that may lead to further postponement and fewer births in Europe », Vienna Yearbook of Population Research, pages 167 à 192.

Martel, L. et A. Bélanger. 1999. « Revenu relatif, coût d’opportunité et variations de la fécondité au Canada », Rapport sur l’état de la population du Canada, 1998-1999, n^o 91-209-X au catalogue de Statistique Canada.

Milligan, K. 2005. « Subsidizing the stork : New evidence on tax incentives and fertility », The Review of Economics and Statistics, volume 87, numéro 3, pages 539 à 555.

Morency, J.D. et B. Laplante. 2010. « L’action publique et la première naissance au Canada », Cahiers québécois de démographie, volume 39, numéro 2, pages 201 à 241.

Myrskylä, M., J.R. Goldstein et Y.H.A. Cheng. 2013. « New cohort fertility forecasts for the developed world : Rises, falls, and reversals », Population and Development Review, volume 39, numéro 1, pages 31 à 56.

Ní Bhrolcháin. M. 2011. « Tempo and the TFR », Demography, volume 48, pages 841 to 861.

OCDE. 2011. « Tendance de la fécondité: quels ont été les principaux ressorts? », Assurer le bien-être des familles, Éditions OCDE.

OCDE. 2013. Tableau SF2 1 Taux de fécondité, mis à jour juin 2013, http://www.oecd.org/social/soc/oecdfamilydatabase.htm, site consulté le 18 décembre 2013.

Preston, S.H., P. Heuveline et M. Guillot. 2001. Demography : Measuring and Modeling Population Processes, Oxford, Blackwell.

Schmertmann, C., J. Goldstein, M. Myrskylä et E. Zagheni. 2012. « Fertility forecasting : Using Bayesian methods to extrapolate trends while preserving cohort features », MPIDR working paper, WP 2012-003.

Sobotka, T. 2003. « Tempo-quantum and period-cohort interplay in fertility changes in Europe: Evidence from the Czech Republic, Italy, the Netherlands and Sweden », Demographic Research, volume 6, pages 151 à 214.

Thévenon, O. et A.H. Gauthier. 2010. « L’influence des politiques d’aide aux familles sur la fécondité dans les pays développés », Santé, Société et Solidarité, numéro 2, pages 53 à 62.

Van Imhoff, E. et N. Keilman. 2000. « On the quantum and tempo of fertility : comment », Population and Development Review, volume 26, numéro 3, pages 549 à 553.

Van Imhoff, E. 2001. « On the impossibility of inferring cohort fertility measures from period fertility measures »,  Demographic Research, volume 5, pages 23 à 64.

Zeng, Y. et K.C. Land. 2000. « Adjustment for bias in observed changes in period tempo of fertility and an extension of Ryder's basic translation equation, working paper », Center for Demographic Studies, Duke University, Durham.

Notes