Fertility, reproduction and replacement: I. Longitudinal measures of replacement;Fécondité, reproduction et remplacement: I. Les mesures longitudinales du remplacement

Population

Volumn 56, Issue 3, 2001, Pages 337-370

  Calot, Gérard ^a   Sardon, Jean Paul ^b  

^a Insee et Observatoire Démographique Européen

^b Ined et Observatoire Démographique Européen

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EID: 25844470385     PISSN: 00324663     EISSN: None     Source Type: Journal    
DOI: None     Document Type: Article

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1. À la condition que mortalité et migrations féminines soient indépendantes du nombre d'enfants ou encore que leur ampleur soit négligeable.
2. Nous opposons de manière systématique les générations de filles aux générations de femmes (et non de mères). C'est qu'en effet chaque fille, née une année donnée, a une mère et une seule parmi les femmes d'âge fécond cette année-là; en revanche, chaque femme appartenant à une génération donnée n'a pas nécessairement d'enfant - a fortiori de fille - au cours de sa vie féconde.
3. Ou, de façon plus précise, il suppose la mortalité et les migrations nulles, en prenant appui sur l'effectif réel des filles à leur naissance, et sur celui des femmes à l'âge moyen à la maternité.
4. La descendance finale est indéniablement une mesure correcte de fécondité. En revanche, l'indicateur conjoncturel n'est qu'une mesure formelle de fécondité : c'est la mesure correcte de la fécondité de la génération fictive. Nous préférerons dire, dans le deuxième article, que l'indicateur conjoncturel n'est pas une mesure de fécondité, mais une mesure, d'ailleurs imparfaite car la comparaison n'est pas réalisée à âge égal, du remplacement au sens transversal du terme.
5. C'est Pierre Depoid qui, le premier, souligna ce fait. Cf. Depoid P., 1941, «Reproduction nette en Europe depuis les origines des statistiques de l'état civil», SGF, Études démographiques, no 1, Paris.
6. Henry L., 1965, «Réflexions sur les taux de reproduction» et commentaire de Jean Bourgeois-Pichat, Population, 20 (1), p. 53-76.
7. Henry L., Population, op. cit., p. 54.
8. On peut convenir, en matière de population active, de retenir les âges actifs (20-60 ans par exemple), pondérés ou non par les taux d'activité. Cette notion très générale peut s'étendre à toutes les sous-populations, et ne pas porter sur la seule fraction féminine de la population : population scolaire, relation population active (enfants)-population retraitée (parents). Dans ce dernier cas, on peut calculer le rapport du nombre des années passées en activité par la génération des enfants au nombre des années passées en retraite par celle des parents; ce rapport permettant de définir un taux de cotisation-retraite, après fixation du rapport entre retraite moyenne et salaire moyen.
9. Le lecteur trouvera la description des hypothèses retenues par Eurostat dans G. Calot et J.-P. Sardon, 1999, «Les perspectives démographiques européennes», Futuribles, 244, juillet-août, 5-17.
10. Dans le second article, consacré à l'approche transversale, on trouvera deux paragraphes servant de pendants à celui-ci, ainsi qu'au paragraphe suivant.
11. Cette hypothèse d'unicité des taux de mortalité féminins, à âge et année de naissance donnés, conduit notamment à ne prendre en compte, dans l'effet des migrations sur le nombre des naissances, que l'effet du volume du solde migratoire et non celui de la fécondité différentielle entre migrants et non-migrants. C'est naturellement, faute de mieux, qu'on recourt à cette hypothèse simplificatrice d'unicité.
12. Le taux brut de reproduction longitudinal, désigné ainsi dans la littérature démographique, coïncide avec ce que nous dénommons taux de reproduction à la naissance, la mortalité et les migrations des femmes étant nulles (sa valeur, pour la génération née en 1930, est l'ordonnée, à l'âge zéro, commune aux quatre courbes du graphique situé en haut à gauche de la figure 2A).
13. Graphique situé en bas à gauche des figures 2A et 2B, courbe en trait tireté.
14. Graphique situé en bas à droite des figures 2A et 2B, courbe en trait gras.
15. C'est celui qui ne fait intervenir que la mortalité.
16. Alors que la mortalité et la migration des mères sont observées pour toutes les femmes nées avant 1949, puis, pour une part de plus en plus grande au fil des générations suivantes, projetées, celles des filles sont quasi totalement issues des projections.
17. La probabilité de survie féminine à 30 ans est de 0,968 dans la génération 1965.
18. Qui ne nécessite des informations que sur la génération des femmes.
19. Qui, au coefficient 100/205 près, est égal à la descendance finale et ne nécessite aucune information sur la mortalité ou les migrations des filles.