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Les changements observés dans les pays occidentaux depuis la fin des années 1960, notamment avec l’élévation du niveau d’instruction des femmes et l’augmentation de leur participation à l’activité économique, ont conduit à redéfinir la place de chacun dans la société et dans la famille. Ces changements qui se sont réalisés en parallèle à la diffusion de méthodes contraceptives efficaces et à la remise en question du mariage en tant qu’événement repère et organisateur des trajectoires de vie, ont conduit à l’émergence d’une diversité de comportements et de parcours familiaux. Désormais, l’individu peut choisir plus librement de vivre en couple ou non, de se marier, de remettre en question son union et d’avoir le nombre d’enfants qu’il désire.

Au cours des dernières décennies, plusieurs études ont montré cependant l’existence d’un écart entre le nombre d’enfants désirés et le nombre d’enfants nés[1]. Cet écart interpelle les chercheur.e.s et les politiques, d’autant que le nombre souhaité d’enfants reste stable au fil des générations, soit entre deux et trois enfants[2], alors que le niveau de la fécondité est inférieur au seuil de renouvellement des générations. Au Canada notamment, depuis 1973, le remplacement des générations n’est plus assuré par la fécondité, l’indice synthétique se situant en 2014 à 1,58 enfants par femme[3], alors que le nombre moyen d’enfants désirés chez les personnes de 40 ans et moins est en 2011 de 2,44 enfants[4].

Plusieurs recherches ont tenté alors d’identifier les facteurs influençant l’élaboration d’un projet de fécondité et les obstacles à sa concrétisation. Certaines, en s’appuyant sur la « théorie des comportements planifiées[5] » ont souligné l’importance de prendre en compte, conjointement, les motivations de l’individu, l’influence de son environnement familial et social et les croyances quant à sa capacité à mener à bien un projet personnel. Cette théorie intégratrice suggère de tenir compte du rapport de l’individu à l’enfant, des problèmes potentiels de santé et de fertilité, des expériences de premières parentalités (beau-parentalité, grossesse, accouchement, dépression post-partum, difficultés de couple, etc.), des situations conjugale, familiale, amicale et professionnelle et des autres projets (formation, nouvelle orientation professionnelle, achat d’une maison, etc.) qui peuvent concurrencer celui d’avoir un (nouvel) enfant[6].

D’autres recherches, en adoptant les perspectives issues des travaux de Becker[7] et de la théorie des choix rationnels, ont entrepris de montrer les logiques sous-jacentes à l’affirmation d’un projet de fécondité. La concrétisation d’un désir d’enfants serait ainsi associée à des coûts d’opportunité où les couples seraient disposés à avoir un (nouvel) enfant selon la satisfaction qu’ils en retirent. Cette satisfaction serait évaluée en fonction des coûts directs associés aux enfants (les faire vivre, éduquer, etc.) tout autant que des coûts indirects (temps non rétribué consacré aux enfants). Suivant cette logique, la baisse du niveau de la fécondité s’expliquerait par une hausse des coûts indirects des enfants, en raison du temps qu’il faut leur consacrer aux dépens d’activités plus lucratives. Cette hypothèse a toutefois été révisée au cours des dernières années à la suite du lien positif observé entre les niveaux de fécondité et les taux d’activité professionnelle des femmes et des hommes. Les couples ayant un niveau d’instruction élevé ou à double salaire afficheraient à la fois des projets de fécondité plus élevés[8] et une fécondité réelle plus importante que la moyenne[9].

Des études ont essayé alors de saisir l’influence des mesures de soutien aux familles instaurées dans certaines sociétés sur la concrétisation de projets de fécondité[10]. Malgré les difficultés à évaluer leur impact direct sur la fécondité, la plupart de ces recherches concluent toutefois à leurs effets positifs, en particulier sur l’arrivée d’un premier enfant[11]. Pour les naissances ultérieures, les conclusions des politiques d’aides aux familles sont en revanche plus mitigées voire contradictoires[12]. Le transfert des tâches de soin aux jeunes enfants à l’extérieur de la cellule familiale (services de garde) ou au père (congés de paternité et parentaux) paraîtrait cependant avoir globalement un effet positif sur les naissances[13]. Cet effet de la « dématernalisation[14] » ne semble toutefois possible que dans un environnement social qui favorise la prise en charge des enfants à l’extérieur de la cellule familiale[15] et l’implication des pères ou d’autres membres de la famille[16].

Plus récemment, des recherches se sont ainsi intéressées à l’égalité entre les sexes, notamment dans le partage des tâches domestiques, pour tenter de mieux cerner les obstacles à la réalisation d’un projet initial de fécondité[17]. Il a été observé, par exemple, que les femmes qui consacrent plus de temps aux tâches domestiques que leur conjoint, tout en élevant des enfants et en travaillant à l’extérieur du foyer, revoient à la baisse leur intention de fécondité, et déclarent moins fréquemment souhaiter un nouvel enfant[18]. Plus généralement, une distribution plus égalitaire des rôles entre les partenaires semble avoir un impact positif à la fois sur les projets[19] et sur les niveaux effectifs de fécondité[20]. Ces observations questionnent ainsi entre autres l’influence que peut avoir le travail domestique sur les dynamiques familiales et de fécondité.

Au Canada, alors que les femmes consacrent toujours plus de temps aux tâches domestiques que les hommes[21], l’influence de l’inégalité domestique entre les sexes sur les projets de procréation n’a pas encore fait l’objet de recherches poussées[22]. Cette question est pourtant intéressante à étudier notamment pour mieux comprendre le rôle des engagements familiaux et professionnels des hommes et des femmes sur l’évolution de la fécondité. Dans cet article[23], nous souhaitons ainsi porter notre attention sur la relation entre tâches domestiques et projets de fécondité : la répartition des tâches domestiques entre conjoints a-t-elle une influence sur le désir d’un (nouvel) enfant ? Les projets de fécondité conditionnent-ils la répartition des travaux ménagers entre les membres du couple ? Observe-t-on par ailleurs des modifications dans le partage des tâches domestiques selon le nombre d’enfants ? Mais aussi, la répartition de ces tâches joue-t-elle un rôle déterminant sur les projets de procréation compte tenu d’autres variables démographiques et socioéconomiques ? Enfin, observe-t-on des différences selon les provinces canadiennes, sachant que les politiques d’aides aux familles et à la conciliation famille-travail varient selon les provinces[24] ?

Pour tenter de répondre à ces questions, trois axes d’analyse ont été privilégiés. Dans un premier temps, nous avons examiné la manière dont les couples se répartissent les tâches domestiques dans différentes provinces ou régions du Canada. Dans un deuxième temps, nous avons observé l’évolution du partage des tâches domestiques entre les sexes en fonction du nombre d’enfants. Enfin, dans un troisième temps, l’influence des niveaux d’inégalité dans le partage des tâches domestiques sur les projets de procréation a été cernée en tenant compte d’autres variables démographiques et socioéconomiques.

Avant d’aborder nos résultats, et afin de mieux les situer dans la pluralité géoculturelle et politique du Canada, nous présenterons les contextes d’emploi et de fécondité des femmes dans les différentes provinces et régions canadiennes ainsi que les données et les méthodes sur lesquelles nos analyses s’appuient.

Contextes d’emploi et de fécondité des femmes au Canada

Le niveau d’instruction des Canadiennes et leur participation au marché de l’emploi a fortement augmenté au cours des quarante dernières années. Entre 1976 et 2015, les taux d’activité professionnelle des femmes de 25-54 ans sont passés de 49 % à 78 %, se rapprochant ainsi des taux d’emploi des hommes[25]. Des différences s’observent cependant entre les provinces. En 2016, les taux d’activité des femmes et des hommes âgés de 15 ans et plus varient, entre Terre-Neuve et Labrador et l’Alberta, respectivement, entre 57 % et 65 % et entre 65 % et 79 %.

L’activité professionnelle des femmes s’inscrit par ailleurs aujourd’hui plus souvent dans la durée. Ainsi, les femmes cessent plus rarement d’occuper un emploi au moment d’un mariage, et si, à la naissance d’un enfant, elles se retirent encore fréquemment du marché du travail, elles le font pour une durée plus ou moins longue. En 2009 par exemple, le taux d’activité des femmes de 25-54 ans avec des enfants de moins de 6 ans atteignait 73 % dans l’ensemble du Canada, variant entre 66 % en Alberta, 70 % en Colombie-Britannique, 73 % en Ontario, 78 % au Québec et 81 % au Nouveau-Brunswick[26].

Les provinces canadiennes se distinguent aussi entre elles par leur niveau de fécondité. En 2011, les provinces des Prairies (Alberta, Saskatchewan, Manitoba) présentaient des niveaux de fécondité supérieurs à celui du Canada (1,61 en 2011), avoisinant en moyenne 1,89 enfant par femme[27]. Dans les autres provinces canadiennes, les niveaux de fécondité sont plus faibles : ils atteignent 1,42 en Colombie-Britannique, 1,51 dans les régions de l’Atlantique (comprenant les provinces du Nouveau-Brunswick, de la Nouvelle-Écosse, de l’Île-du-Prince-Édouard et de Terre-Neuve et Labrador), 1,52 en Ontario et 1,69 enfant par femme au Québec (Ibid).

Les politiques d’aide aux familles et à la conciliation famille-travail (congés parentaux, allocations familiales, services de garde) ne sont pas également homogènes dans l’ensemble du pays. Elles sont réglementées par des instances différentes, fédérale, provinciale ou territoriale. Les normes provinciales du travail prévoient par exemple des congés parentaux (maternité et parental) avec protection de l’emploi mais sans salaire, bien que ces congés soient soutenus financièrement par le régime fédéral de l’assurance-emploi, à l’exception du Québec qui, depuis 2006, dispose de son propre régime d’assurance parentale[28]. Les prestations (congés) indemnisées pour une naissance sont au total de 55 semaines au Québec et 50 semaines ailleurs au Canada. Elles comprennent par ailleurs uniquement au Québec, 5 semaines de congé réservées exclusivement à l’autre parent. Le montant des allocations familiales (prestations pour enfants et des suppléments au revenu du travail) varie dans toutes les provinces selon le revenu familial (Ibid.), et pour les suppléments au revenu du travail, selon le nombre d’enfant (octroyés uniquement au-delà du 2e enfant) en Colombie-Britannique.

Au Québec, toutes les familles disposant pour leur enfant d’une place en garderie bénéficient d’une subvention de frais de garde implicite ou en crédit d’impôt calculé sur le niveau de revenu du ménage. Ailleurs, sauf au Manitoba où le gouvernement fixe un tarif maximal, les frais de garde sont déterminés par le marché et varient selon l’âge des enfants, obligeant pour des raisons financières certains parents à interrompre leur activité professionnelle à la naissance des enfants[29]. Les aides à la conciliation famille-travail varient ainsi selon les provinces, laissant transparaître des conceptions des gouvernements provinciaux différentes quant à leur intervention dans la gestion et dans l’aide aux familles[30].

Méthodologie : données et méthodes

Pour mieux cerner les relations entre travail domestique et intentions de fécondité, nous avons utilisé les données de l’enquête sociale générale de 2011[31]. L’ESG est une enquête longitudinale rétrospective fournissant des données individuelles et par sexe sur les étapes de la vie familiale, tels que par exemple les trajectoires conjugales et professionnelles, les intentions de fécondité ou encore le calendrier des naissances. Les informations collectées à travers cette enquête nous ont permis d’étudier en particulier si le partage des tâches domestiques et les intentions en matière de fécondité peuvent être associés à des contextes, caractéristiques et organisations individuelles et familiales particuliers. La population visée par cette enquête comprend toutes les personnes de 15 ans et plus vivant au Canada, sauf les habitants du Yukon, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut, et les pensionnaires à temps plein des établissements (scolaires, médicaux, pénitenciers, etc.).

Dans cette étude, ont été retenus uniquement les hommes et les femmes, en couple hétérosexuel (mariés ou non). Comme l’ESG ne collecte pas des données de couple, les informations ne portent que sur les déclarations individuelles de l’un des membres du couple. Les femmes en couple sont âgées de moins de 50 ans et ne sont pas enceintes. Notre échantillon comprend ainsi 5821 personnes (2730 hommes et 3091 femmes) résidant dans les provinces de Colombie-Britannique (269 hommes et 317 femmes), du Québec (489 hommes et 534 femmes), d’Ontario (744 hommes et 842 femmes), dans les régions de l’Atlantique (481 hommes et 559 femmes) et des Prairies (747 hommes et 839 femmes).

Deux approches méthodologiques ont été privilégiées, le recours, d’une part, à des descriptions statistiques et, d’autre part, à des régressions pour dégager les déterminants les plus importants associés aux phénomènes étudiés (partage conjugal des tâches domestiques et intentions de fécondité). Pour les descriptions statistiques, les pourcentages mentionnés dans tous les tableaux ont été pondérés pour que les échantillons soient représentatifs des populations ciblées (hommes et femmes en couple hétérosexuel dont la femme a moins de 50 ans) des provinces et des régions canadiennes. Pour cerner la répartition des tâches domestiques entre les partenaires, et en particulier celles qui traditionnellement sont considérées comme des tâches « féminines » en raison de leur caractère routinier et du peu de contrôle sur l’emploi du temps[32], nous avons retenu les cinq tâches ménagères routinières présentes dans l’ESG 2011, soit la préparation des repas quotidiens, l’entretien ménager, faire la vaisselle, la lessive et l’épicerie. Les tâches ménagères des soins aux enfants n’ont pas été prises en compte dans cet article en raison de l’absence de variables sur le type de soins dans l’ESG2011, mais aussi parce que nous considérons, comme d’autres[33], que les tâches ménagères et les soins aux enfants répondent à des concepts distincts et nécessitent des analyses séparées.

Pour chaque tâche domestique considérée, quatre réponses étaient possibles, la tâche était réalisée : surtout par le.a répondant.e, surtout par son.sa conjoint.e, autant par l’un.e que l’autre ou par aucun des deux. Au-delà d’une description détaillée de la répartition de chaque tâche domestique entre les partenaires (selon la déclaration de l’homme ou de la femme en couple à l’enquête), nous avons également élaboré, à partir des cinq tâches ménagères, un indice de partage des tâches domestiques routinières. L’indice a été calculé en additionnant la valeur associée à chaque réponse. La valeur « 0 » a été donnée si le.a répondant.e affirme que la tâche est réalisée « autant par l’un que l’autre » ou par « ni l’un ni l’autre », la valeur « 1 » si elle est « principalement réalisée par lui ou elle-même », et la valeur « -1 » si elle est « principalement réalisée par son ou sa conjoint.e ». Un indice de satisfaction des répondant.e.s de l’équilibre entre la famille et le travail a également été élaboré sur la base d’une échelle de satisfaction comprise entre 0 « très insatisfait » et 10 « très satisfait ».

Des régressions[34] ont été réalisées par ailleurs pour estimer les déterminants à la participation aux différentes tâches domestiques et aux projets de fécondité, compte tenu des caractéristiques sociodémographiques présentées aujourd’hui comme influençant le plus ces dimensions (âge du répondant, pays de naissance, état matrimonial, niveau de scolarité, situation au regard de l’emploi des conjoints, présence d’enfant d’union précédente et nombre d’enfants)[35]. Ce n’est pas la probabilité conditionnelle de subir l’événement (exprimer une participation plus grande ou moindre d’une tâche domestique ou l’intention d’avoir un enfant) qui a été modélisée ici, mais plutôt la quantité, appelée « odds » dans la terminologie anglo-saxonne, qui représente la probabilité de subir l’événement par rapport à la probabilité d’y échapper. Deux modèles économétriques ont été réalisés, respectivement, pour l’analyse de la participation aux différentes tâches domestiques et pour celle des intentions d’avoir un enfant selon le nombre d’enfants à l’enquête (0, 1, 2, 3 ou plus).

Dans l’estimation des déterminants de la participation aux tâches domestiques, l’indice de partage des tâches domestiques routinières (défini plus haut) est régressé par rapport à l’ensemble des variables qui ont une influence sur la participation aux travaux ménagers. Comme l’échelle de cet indice est de type « ordinal » (-1, 0 et 1), l’équation a été estimée à partir du modèle probit ordonné.

Dans l’estimation des déterminants des intentions de fécondité, nous avons défini une variable binaire, qui prend la valeur 1 si l’individu désire un premier, deuxième, troisième ou quatrième enfant ou plus et la valeur 0 sinon, et avons régressé cette variable sur les facteurs supposés agir sur le désir d’enfant. Le modèle logit a été utilisé pour estimer cette équation.

La répartition de tâches domestiques routinières dans l’espace canadien (graphique 1)

Quelles que soient la province ou la région et la tâche domestique routinière considérée (repas, épicerie, vaisselle, ménage, lessive), les femmes disent toujours le plus souvent qu’elles ont principalement la charge de ces cinq tâches (graphique 1). Plus spécifiquement, dans toutes les régions, plus d’une femme sur deux déclarent s’occuper principalement des repas quotidiens, du ménage et de la lessive. Les hommes, s’ils reconnaissent que ces trois tâches sont réalisées essentiellement par leur conjointe, le déclarent cependant dans des proportions plus faibles, en affirmant plus souvent qu’il s’agit de tâches domestiques partagées entre les conjoints.

Graphique 1

Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)

Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)Répartition des différentes tâches domestiques routinières selon les déclarations des répondant.e.s selon les provinces et régions, ESG 2011 (valeurs pondérées)

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Les femmes de toutes les provinces et régions disent aussi s’occuper le plus souvent, et même majoritairement pour celles qui résident en Atlantique, dans les Prairies et en Colombie-Britannique, principalement de l’épicerie, alors que les hommes déclarent toujours dans des proportions moindre qu’il s’agit d’une tâche réalisée principalement par leur conjointe.

Concernant la vaisselle, entre 41 % (Québec) et 50 % (Prairies) des femmes interrogées affirment principalement s’en charger, alors qu’entre 20 % (Atlantique) et 28 % (Prairies) des hommes rapportent que cette tâche est réalisée principalement par leur conjointe. Une fois de plus, la majorité des hommes considèrent le plus souvent que cette tâche routinière est partagée entre les conjoints.

Lorsqu’on considère maintenant, à l’aide de régressions probit ordonnée, l’effet de différentes variables sociodémographiques sur la participation des hommes et des femmes aux tâches domestiques dans les différentes provinces ou régions, on observe que l’âge, le pays de naissance (Canada versus autres pays), la religiosité et la situation matrimoniale influencent peu la répartition du partage des tâches dans le couple. Le niveau de scolarité, le statut d’emploi du couple et la présence d’enfants jouent par contre un rôle plus marqué sur cette participation mais de manière variable selon la province ou la région considérée (graphique 2)[36]. Les femmes qui ont un diplôme universitaire se chargent moins souvent que celles de niveau de formation élémentaire de la vaisselle et du ménage (dans toutes les provinces et les régions), de la lessive (Atlantique, Québec, Colombie-Britannique, Ontario) et de la préparation des repas (Colombie-Britannique, Québec, Prairies). Les hommes les plus diplômés contribuent, pour leur part, plus souvent à la préparation des repas (Atlantique, Colombie-Britannique), à la vaisselle (Colombie-Britannique, Ontario), au ménage (Ontario) et à l’épicerie (Atlantique). Ils participent aussi moins souvent à la lessive en Colombie-Britannique. Ainsi, plus les femmes et les hommes sont diplômés, plus égalitaire semble le partage de certaines tâches routinières, notamment la vaisselle en Ontario et en Colombie-Britannique, la préparation des repas en Colombie-Britannique et le ménage en Ontario. Ailleurs, plutôt que de contribuer à une répartition plus égalitaire des tâches domestiques au sein des couples, il est probable que les femmes les plus éduquées aient aussi plus souvent recours à des aides extérieures pour les délester de « leur » travail domestique.

Graphique 2

Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)

Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)Estimation des déterminants de la participation aux travaux ménages (Modèle de probit ordonné)

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Concernant le statut d’emploi du couple, on observe que comparativement aux femmes en couple bi-inactif (les deux membres du couple n’ont pas d’emploi rémunéré), les femmes sans emploi dont le partenaire a une activité professionnelle contribuent plus souvent encore à la préparation des repas, à la vaisselle, au ménage et à la lessive dans toutes les provinces ou régions (non significatif en Colombie-Britannique). Ces résultats s’observent également pour les femmes en couple bi-actif (les deux membres du couple ont un emploi) en Atlantique et en Ontario. Quand l’homme est inactif et la femme travaille à l’extérieur du foyer, il ressort que les femmes contribuent moins souvent, en Atlantique au repas, au Québec à l’épicerie, en Colombie-Britannique au repas et à l’épicerie, et en Ontario et dans les Prairies à la vaisselle et au ménage. Si les hommes dans ce modèle conjugal d’activité déclarent prendre en charge plus souvent en Atlantique trois des cinq tâches routinières (repas, vaisselle et ménage), dans les Prairies et en Ontario, il ne s’agit plus que de deux tâches (repas et vaisselle) et au Québec d’une seule tâche (vaisselle), tandis qu’en Colombie-Britannique, l’inactivité des hommes ne semble avoir aucun effet sur leur participation au travail domestique, les femmes continuant le plus souvent à les effectuer. Ainsi, au-delà du temps à consacrer aux tâches domestiques, ces dernières semblent aussi associées à une identité de genre pouvant expliquer certaines résistances à s’y consacrer (pour certains hommes) ou à s’en défaire (pour certaines femmes). Les écarts observés entre les provinces ou régions peuvent être associés à des conceptions culturelles différentes quant aux rôles généralement assignés et attendus de l’homme et de la femme dans les relations conjugales et familiales[37]. Enfin, lorsqu’on considère la participation des femmes et des hommes aux tâches domestiques selon le nombre d’enfants, on constate que dans toutes les provinces ou régions, avoir un enfant (de rang 1, 2 ou supérieur selon la province ou région et la tâche domestique considérées) a pour effet d’augmenter l’implication des femmes dans le travail domestique, alors qu’elle réduit celle des hommes. Certains auteurs[38] soulignent néanmoins l’implication en hausse des hommes des générations plus jeunes dans les soins aux enfants.

Graphique 3

Indice du partage des tâches domestiques routinières des répondant.e.s selon les provinces et les régions et le nombre d’enfants, ESG 2011 (valeurs pondérées)

Indice du partage des tâches domestiques routinières des répondant.e.s selon les provinces et les régions et le nombre d’enfants, ESG 2011 (valeurs pondérées)

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Répartition du partage des tâches domestiques selon le nombre d’enfants

Dans toutes les provinces et régions, et quel que soit le nombre d’enfants, les femmes sont toujours plus impliquées dans le travail domestique. C’est au Québec toutefois que les indices du partage des tâches domestiques pour les femmes et les hommes sans enfant sont les plus faibles (respectivement 1,38 et -0,69) et dans les Prairies qu’ils sont les plus élevés (respectivement 1,62 et -1,04) (graphique 3).

La présence d’un enfant accentue la participation des femmes dans les tâches domestiques, mais de manière plus prononcée en Atlantique (indice pour les femmes de 2,60), suivi par les Prairies (2,53), la Colombie-Britannique (2,40), le Québec (2,36) et l’Ontario (1,94) où l’écart avec l’indice des couples sans enfant (1,64) est par ailleurs le moins grand. En Atlantique, c’est surtout le premier enfant qui accentue rapidement les inégalités dans la répartition des tâches domestiques puisque au-delà du premier enfant l’indice se stabilise. En Colombie-Britannique et dans les Prairies, les inégalités entre les conjoints s’accentuent jusqu’au deuxième enfant. Au-delà, l’indice augmente peu, probablement parce que les femmes interrompent plus fréquemment leur activité professionnelle à la naissance de leur deuxième enfant, en prenant aussi à leur charge une part encore plus grande du travail domestique. Au Québec et en Ontario, le travail domestique des femmes augmente graduellement avec le nombre d’enfants possiblement parce que les femmes, comme nous l’avons vu précédemment, cessent moins fréquemment qu’ailleurs leur emploi à l’arrivée des enfants[39].

Lorsqu’on observe maintenant le degré de satisfaction des femmes et des hommes au regard de l’équilibre entre leur emploi et leur vie familiale (graphique 4), on constate que dans toutes les provinces et régions la présence d’enfant(s) réduit le degré de satisfaction des femmes, mais non celui des hommes. Pour les femmes, le degré de satisfaction diminue dès le premier enfant, particulièrement en Colombie-Britannique et au Québec, où il passe de 78 % (femmes sans enfant) à environ 59 %. Au-delà d’un enfant, le degré de satisfaction des femmes se stabilise. Pour les hommes, la présence d’enfants a peu d’effets sur leur satisfaction de l’équilibre famille-emploi, probablement en raison de leur plus faible implication dans les tâches domestiques.

Désir d’un (nouvel) enfant : influence du nombre d’enfants et de la répartition des tâches domestiques

Comme constaté précédemment (graphique 3), il existe des liens entre l’indice du partage des tâches domestiques et le nombre d’enfants : l’augmentation du nombre d’enfants semble réduire la charge des tâches domestiques des hommes, alors qu’elle accentue celle des femmes. Pour saisir plus précisément les déterminants associés aux intentions d’avoir un (nouvel) enfant, nous avons élaboré cinq modèles logit selon le nombre d’enfants à l’enquête[40] (aucun, un, deux, trois ou plus et ensemble des enfants, cf. annexe tableau 2) où nous prenons en compte comme variables explicatives celles considérées dans la littérature récente comme les plus influentes sur le désir d’enfant : âge, pays de naissance, statut conjugal, durée de l’union, niveau de formation, religiosité, statut d’activités du couple, existence des enfants des unions passées et indice du partage des tâches domestiques.

Graphique 4

Degré de satisfaction de l’équilibre entre emploi et vie familiale des répondant.e.s selon les provinces et régions et le nombre d’enfants, ESG 2011 (valeurs pondérées)

Degré de satisfaction de l’équilibre entre emploi et vie familiale des répondant.e.s selon les provinces et régions et le nombre d’enfants, ESG 2011 (valeurs pondérées)

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On observe ainsi (annexe tableau 2), que quel que soit le nombre d’enfant, les intentions de fécondité diminuent avec l’âge du.de la répondant.e. Les hommes et les femmes nés au Canada expriment aussi, comparativement aux personnes nées à l’étranger, moins souvent un désir d’enfant, notamment de premier enfant pour les hommes et de troisième enfant pour les femmes. Comparativement aux personnes vivant dans les régions de l’Atlantique, les femmes et les hommes qui vivent au Québec expriment pour leur part plus souvent un désir de deuxième enfant pour les femmes et de troisième enfant pour les hommes. Les femmes mères de deux enfants qui résident en Ontario, en Colombie-Britannique et dans les Prairies déclarent aussi plus souvent que celles qui vivent en Atlantique vouloir agrandir leur famille.

Concernant le statut conjugal, les hommes mariés pères d’un enfant expriment plus fréquemment vouloir un nouvel enfant que ceux qui vivent en union libre, alors que ceux qui cohabitent hors mariage déjà pères de trois enfants déclarent plus souvent que les mariés désirer un nouvel enfant. Ce résultat doit toutefois être nuancé, notamment parce que les pères de trois enfants vivant en cohabitation hors mariage sont plus fréquemment que les mariés dans une nouvelle union. Lorsqu’on regarde maintenant les intentions de fécondité au regard de la durée de l’union, on constate d’ailleurs que les intentions positives de fécondité s’amenuisent avec la durée de l’union.

La pratique régulière d’une religion (versus jamais) joue un rôle important sur les intentions positives de fécondité, en particulier à partir d’un deuxième enfant pour les femmes et du troisième enfant pour les hommes.

Le niveau de scolarité joue aussi un rôle positif sur les intentions de fécondité, notamment chez les femmes les plus diplômées qui expriment plus souvent que celles de niveau de formation élémentaire souhaiter un premier et deuxième enfants. Les hommes les plus diplômés disent aussi vouloir plus fréquemment un deuxième enfant.

En ce qui concerne le statut d’activité des membres du couple, comparativement aux femmes en couple dont les deux conjoints n’exercent pas d’activité professionnelle (bi-inactif), les femmes en couple bi-actif déclarent souhaiter plus souvent un deuxième enfant et moins souvent un enfant de rang quatre ou plus. La bi-activité ne joue pas en revanche un rôle sur les intentions de fécondité des hommes. Par ailleurs, les hommes, qui au sein de leur couple sont les seuls à exercer une activité professionnelle à l’extérieur du foyer, déclarent désirer moins souvent un premier enfant que ceux en couple bi-inactif, alors que les femmes appartenant à cette configuration conjugale d’activité professionnelle disent plus fréquemment vouloir un deuxième enfant.

Concernant l’existence d’un enfant d’une précédente union[41], on constate, dans l’ensemble, que cela influence négativement les intentions de fécondité des hommes et des femmes. Les hommes, pères d’un ou de deux enfants[42], et les femmes déjà mères d’un enfant expriment moins souvent un désir de nouvel enfant dans leur couple actuel. La présence d’un enfant du ou de la conjointe joue aussi un rôle négatif sur les intentions de fécondité, en particulier pour un premier, deuxième et troisième enfants pour les hommes et pour un premier et un troisième enfants pour les femmes.

Enfin, lorsqu’on examine l’influence de la répartition des tâches domestiques sur les intentions de fécondité, on constate que l’indice du partage des tâches domestiques a un effet significativement positif pour les hommes (R=0,085) et négatif pour les femmes (R=-0,036) sur leurs intentions d’avoir un enfant. Cet indice n’est plus significatif par contre lorsqu’on prend en compte le nombre d’enfants à l’enquête. Ces résultats peuvent s’expliquer par la présence d’interactions entre le partage des tâches domestiques et le nombre d’enfant. Ces interactions pourraient se traduire, par exemple, par une recherche de la part de certaines femmes d’un modèle familial où la répartition des tâches domestiques reste traditionnellement répartie entre les conjoints, parce que compatibles selon ces femmes, à leur projet familial et à leur représentation du fonctionnement de la famille. Pour cerner ainsi plus précisément ces interactions, de nouvelles régressions ont été élaborées en contrôlant en particulier le nombre d’enfants dans l’estimation à l’aide des termes croisés. Deux modèles ont plus spécifiquement été appliqués (annexe, tableau 3). Dans un premier modèle (tableau 3, modèle 1), nous avons introduit à la fois l’indice du partage des travaux domestiques et son interaction avec le nombre d’enfants ; tandis que dans un second modèle (tableau 3, modèle 2), des variables muettes ont remplacé la variable « nombre d’enfants », afin de capturer la non-linéarité potentielle entre le partage des tâches domestiques et le nombre d’enfant.

On constate ainsi tout d’abord des résultats similaires au niveau des variables explicatives des régressions présentées dans les tableaux 2 et 3, permettant de souligner une certaine robustesse de nos résultats. L’analyse des estimations du modèle 1 permet ensuite de relever une divergence dans l’effet du partage des travaux ménagers sur les intentions de fécondité entre les hommes et les femmes. Pour les hommes, la charge des tâches domestiques a un effet significativement négatif sur le désir d’avoir un enfant (R=-0,225). Autrement dit, plus les hommes sont impliqués dans les tâches domestiques, moins ils déclarent désirer un enfant. Pour les femmes, l’effet est significativement positif (R=0,280), leur implication dans les tâches domestiques renforcent leur intention de fécondité. Ainsi, un désir de paternité et de maternité se manifestent plus fermement chez les hommes et les femmes se situant dans une configuration genrée de partage des tâches domestiques. Ces comportements semblent rejoindre des schémas familiaux intériorisés ou une « mémoire sociale[43] », où les hommes et les femmes désireux de fonder une famille seraient plus enclins à adopter un modèle de répartition des tâches ménagères « traditionnelles[44] ».

Les effets du partage des travaux ménagers sur les intentions de fécondité paraissent d’ailleurs s’inverser avec l’augmentation du nombre d’enfants : pour les hommes, leur désir d’enfant s’accroît avec la baisse de leur implication domestique à l’arrivée des enfants (R=0,213), alors que pour les femmes leur intention de fécondité diminue avec la hausse de leur implication dans les tâches ménagères à l’arrivée des enfants (R=-0,219). Une explication possible serait que les travaux domestiques à la charge principalement des femmes – qui augmentent avec le nombre d’enfants –, érodent aussi dans le même temps leur désir d’avoir un nouvel enfant, d’autant plus, probablement, lorsqu’elles souhaitent poursuivre une activité professionnelle.

Les résultats du second modèle (tableau 3, modèle 2) permettent quant à eux de montrer que la différence dans les intentions de fécondité ne devient significative qu’à partir du deuxième enfant tant pour les hommes (R=0,416) que pour les femmes (R=-0,370).

En définitive, les résultats des deux modèles mettent en évidence des inégalités de genre dans le partage des tâches domestiques au moment de la formation des familles, et l’influence de ces inégalités dans l’agrandissement des familles. Ils permettent aussi de montrer qu’au fur et à mesure de l’arrivée des enfants, les femmes impliquées davantage dans les tâches domestiques souhaitent moins souvent un nouvel enfant, tandis que les hommes disent plus souvent vouloir agrandir leur famille.

Discussion et conclusion

Malgré l’avancée au Canada de lois incitant l’égalité entre les hommes et les femmes, on observe toujours dans toutes les provinces et les régions que la répartition des tâches domestiques reste inégalitaire entre les sexes, les femmes contribuant toujours plus aux tâches domestiques que leurs conjoints.

Des différences dans la répartition des tâches s’observent toutefois selon les provinces et les régions. Alors que dans les Prairies, la majorité des femmes disent réaliser le plus souvent l’ensemble des tâches domestiques routinières (repas, vaisselle, lessive, ménage, épicerie), il ne s’agit « plus que » de quatre tâches sur cinq (repas, lessive, ménage, épicerie) en Atlantique et en Colombie-Britannique et de trois sur cinq (repas, lessive, ménage) au Québec et en Ontario. Les repas quotidiens, la lessive et le ménage apparaissent, quel que soit le contexte géoculturel, comme des tâches « féminines » ou répondant à des « stéréotypes féminins[45] ». Si certaines caractéristiques socio-économiques comme un niveau d’instruction supérieure des hommes et des femmes et un engagement professionnel des femmes contribuent à les désengager ou à rééquilibrer un peu le partage de certaines tâches domestiques, telles que celles liées au repas en Colombie-Britannique, au repas et à l’épicerie en Atlantique et au ménage en Ontario, ailleurs, elles semblent plutôt offrir aux femmes la possibilité de se décentrer du « problème de la gestion domestique » en ayant recours probablement davantage à des aides extérieures. Les ressources économiques des femmes contribuent ainsi le plus souvent à réduire l’écart entre les sexes dans le partage des tâches domestiques liées à la cuisine (peut-être en ayant recours plus souvent à des repas traiteurs ou à emporter) et au ménage (probablement en faisant appel à un homme ou une femme de ménage). Cette réduction de l’écart dans l’implication dans certaines tâches domestiques rendue possible avec l’autonomie financière des femmes s’amenuise toutefois à l’arrivée des enfants. Avec l’arrivée des enfants, ces inégalités augmentent en effet partout, jusqu’au premier enfant en Atlantique, au deuxième dans les Prairies et en Colombie-Britannique et à chaque enfant supplémentaire en Ontario et au Québec. Cette hausse des inégalités à la naissance des enfants conduit ainsi non seulement les femmes à exprimer une moins grande satisfaction quant à la gestion de leur vie de famille et de leur vie professionnelle, mais aussi à jouer un rôle sur leur désir d’enfant. Ainsi, parce que les femmes et les hommes apprennent leurs rôles à travers une socialisation sexuée et rejouent ce qu’elles.ils perçoivent encore souvent comme devant être et devant faire pour devenir une mère et un père, les femmes et les hommes expriment d’autant mieux un désir de premier enfant qu’elles.ils se situent dans une organisation familiale traditionnelle, soit avec une implication plus forte des femmes dans les tâches ménagères et familiales.

Des réticences à ces schémas traditionnels paraissent cependant se manifester, notamment de la part des femmes, mères de deux enfants qui expriment moins souvent le désir d’avoir un nouvel enfant quand leur charge domestique augmente, alors que cette inégalité ou scénario traditionnel semble stimuler le désir d’enfant des hommes et plus souvent leur souhait d’une famille nombreuse.

Cet article soulève en définitive des questions quant aux rôles de l’environnement culturel et institutionnel sur le partage inégalitaire des tâches domestiques et, par ricochet, sur la fécondité effective. En arrêtant en effet leur activité professionnelle dans le cadre d’un congé parental (soutenu par des politiques familiales plus ou moins avantageuses selon les provinces), les femmes prennent aussi, dès cet instant, à leur charge, dans toutes les provinces et les régions, la plupart des tâches domestiques. Il conviendrait ainsi pour contribuer à l’achèvement du partage des rôles dans la famille d’accompagner institutionnellement un changement des mentalités. Ce changement pourrait se faire, par exemple, en assurant dans toutes les provinces un congé parental réparti de manière égalitaire entre les conjoints, pris sur des périodes successives et non transposable à l’autre conjoint. Mais ces dispositifs ont un coût pour l’État et les provinces, qui dans un contexte d’austérité soumet nombre de ministères et d’organismes communautaires oeuvrant pour l’égalité des droits et le soutien aux familles à des coupes, compressions ou restrictions budgétaires, laissant ainsi à penser que la lutte pour l’égalité dans le partage des tâches domestiques entre les sexes et la mise en place de mesures pour assurer la reprise de la fécondité ne constituent pas une priorité des gouvernements. Pourtant, faire évoluer les mentalités a un prix qui nous semble devoir être payé si l’on veut parvenir à une réelle égalité entre les sexes et à faire converger les intentions et la fécondité effective.