La réduction des inégalités sociales devant l'école depuis le début ...

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La réduction des inégalités sociales devant l’école depuis le début du siècle Claude Thélot et Louis-André Vallet* L’instruction obligatoire, la généralisation de l’enseignement secondaire, et enfin l’ouverture de l’enseignement supérieur illustrent la volonté de rendre accessible la formation scolaire et universitaire à des milieux auxquels elle était autrefois fermée et de réduire les inégalités sociales devant l’école. Apprécier la réalisation de cet objectif revient à mesurer la part respective des trois facteurs de l’évolution de la destinée scolaire des jeunes en fonction de leur origine sociale : la mutation de la structure sociale, l’allongement général de la scolarisation, et la modification du lien entre milieu d’origine et diplôme. L’analyse de la destinée scolaire selon l’origine sociale, pour les générations nées entre 1908 et 1972, permet de préciser le rôle de ces facteurs depuis près d’un siècle, ainsi que leur importance relative. L’allongement général des études est le facteur principal de l’évolution : il explique les trois quarts de la différence des destinées scolaires selon l’origine sociale, entre les générations extrêmes. Au-delà de cet effet, une démocratisation qualitative n’en a pas moins un impact appréciable : l’affaiblissement du lien entre origine sociale et diplôme est responsable d’un septième environ de l’écart. C’est dans les années 50 et 60, puis tout récemment, que cette démocratisation a joué à plein. Elle s’est davantage exercée au profit des filles que des garçons. Le lien entre origine culturelle et diplôme s’est lui aussi affaibli, mais à un rythme plus lent que le lien entre origine sociale et diplôme. Au total, les inégalités sociales devant l’école demeurent aujourd’hui fortes. Elles ont cependant diminué depuis quelques décennies, non seulement du fait de l’allongement général des études, mais aussi au-delà, de façon qualitative. * Claude Thélot est conseiller maître à la Cour des comptes et Louis-André Vallet est chargé de recherche au Laboratoire d’analyse secondaire et des méthodes appliquées à la sociologie – Institut du longitudinal (CNRS). Tous deux sont aussi membres associés du Laboratoire de sociologie quantitative (Crest – Insee). Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 334, 2000 - 4 ÉDUCATION 3

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  • La rduction des ingalitssociales devant lcoledepuis le dbut du sicleClaude Thlot et Louis-Andr Vallet*

    Linstruction obligatoire, la gnralisation de lenseignement secondaire, et enfinlouverture de lenseignement suprieur illustrent la volont de rendre accessible laformation scolaire et universitaire des milieux auxquels elle tait autrefois ferme etde rduire les ingalits sociales devant lcole. Apprcier la ralisation de cet objectifrevient mesurer la part respective des trois facteurs de lvolution de la destinescolaire des jeunes en fonction de leur origine sociale : la mutation de la structuresociale, lallongement gnral de la scolarisation, et la modification du lien entre milieudorigine et diplme.

    Lanalyse de la destine scolaire selon lorigine sociale, pour les gnrations nes entre1908 et 1972, permet de prciser le rle de ces facteurs depuis prs dun sicle, ainsique leur importance relative. Lallongement gnral des tudes est le facteur principalde lvolution : il explique les trois quarts de la diffrence des destines scolaires selonlorigine sociale, entre les gnrations extrmes. Au-del de cet effet, une dmocratisationqualitative nen a pas moins un impact apprciable : laffaiblissement du lien entreorigine sociale et diplme est responsable dun septime environ de lcart. Cest dansles annes 50 et 60, puis tout rcemment, que cette dmocratisation a jou plein. Ellesest davantage exerce au profit des filles que des garons. Le lien entre origine culturelleet diplme sest lui aussi affaibli, mais un rythme plus lent que le lien entre originesociale et diplme.

    Au total, les ingalits sociales devant lcole demeurent aujourdhui fortes. Elles ontcependant diminu depuis quelques dcennies, non seulement du fait de lallongementgnral des tudes, mais aussi au-del, de faon qualitative.

    * Claude Thlot est conseiller matre la Cour des comptes et Louis-Andr Vallet est charg de recherche au Laboratoire danalysesecondaire et des mthodes appliques la sociologie Institut du longitudinal (CNRS). Tous deux sont aussi membres associs duLaboratoire de sociologie quantitative (Crest Insee).Les noms et dates entre parenthses renvoient la bibliographie en fin darticle.

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    Lcole a toujours jou dans notre pays unrle central. Mme lorsquelle tait fr-quente par peu denfants, ou peu longtemps,mme lorsquelle tait constitue en filires. plus forte raison aujourdhui quelle estdevenue lcole de masse : instruction obliga-toire jusqu 13 ans (il y a 120 ans), jusqu16 ans (il y a 40 ans), collge unique (il y a25 ans), lyce de masse (il y a 12 ans), ensei-gnement suprieur de masse, dsormais ladure moyenne de scolarisation (y comprisprlmentaire) est de 19 ans, et le rle struc-turant de lcole, sa fonction de creuset pourtoute une gnration se sont de fait accrus.Do un intrt, accru lui aussi, pour les inga-lits devant le systme scolaire, ingalits detoutes natures, et, en particulier, gogra-phiques, entre garons et filles, entre classessociales. Russir lcole de masse, confier lcole, jusqu lexcs, la plupart des fonctionsde formation, dducation et de socialisationsupposent que les ingalits devant lcole nesoient pas trop grandes.

    Lgalit des chances devant lcole est uneexigence, ou une ambition, assez rcente :elle ne date gure que de la Seconde Guerremondiale, ou mme de lentre dans la socitde consommation, cest--dire du dbut desannes 60. Auparavant, le systme scolairentait pas un systme : il y avait, assez spa-res, mme si elles taient socialement moinstanches que ce quon a souvent dit, deuxfilires : la filire primaire (cole communale,puis, ventuellement, certificat dtudes pri-maires, primaire suprieur, brevet, brevetsuprieur), la filire secondaire (petite classede lyce, lyce, baccalaurat, ventuellementtudes suprieures). Aujourdhui, ces deuxfilires ont fusionn, tous les jeunes vont aucollge, deux tiers vont au lyce (ou au lyceprofessionnel), plus de la moiti entrent danslenseignement suprieur. Il y a donceu massification de lcole, cest--direallongement gnral des tudes, ou encoreaccroissement de la scolarisation pour len-semble des jeunes, quel que soit leur milieudorigine. Cette massification peut saccompa-gner dune simple translation des ingalits,les jeunes dorigine sociale modeste accdant des niveaux de formation inconnus aupara-vant, mais les carts de destine scolaire entrejeunes des diffrents milieux sociaux demeu-rant aussi intenses. La massification peut, aucontraire, aller de pair avec une rduction deces carts, ce qui correspond un affaiblisse-ment du lien entre origine sociale et destine

    scolaire, laccs aux diplmes les plus levsslargissant davantage pour les jeunesdorigine sociale modeste. Dans ce dernier cas,la dmocratisation est plus prononce et larduction des carts entre milieux sociaux estsouvent nomme dmocratisation qualita-tive (Prost, 1986).

    La question de lgalit des chances devantlcole est alors souvent pose en ces termes :cette massification, vidente et qui nest pascontestable, sest-elle accompagne, en plus,dune dmocratisation qualitative ? Cest rpondre cette question quest consacr cetarticle. Il retrace lvolution des ingalitssociales devant lcole depuis les premiresdcennies du sicle. La question concernebien sr lcole, mais pas seulement : puisque,depuis 30 ou 40 ans, la formation et lesdiplmes jouent un rle beaucoup plus grandquautrefois dans laccs aux positionssociales, la question a trait aussi la constitu-tion des lites de la socit. Russir lcoleest devenu quasiment une condition nces-saire pour rallier ces dernires dautres voiescomme le syndicat, le parti politique, ou mmela russite individuelle rpondant au modledu self made man savrant aujourdhui moinsefficaces et les ingalits sociales devantlcole psent davantage sur la formation deslites, leur renouvellement et leur largissement,ou, au contraire, leur auto-reproduction avec,pour corollaire, leur fermeture sur elles-mmes.

    Le matriau empirique est, pour lessentiel,constitu des enqutes de lInsee qui, depuis35 ans, permettent de suivre, gnration par gnration, les diplmes qui ont t obte-nus : enqutes Formation et QualificationProfessionnelle (FQP) et enqutes Emploi(cf. encadr 1). Les gnrations ont t regrou-pes, non pas de faon alatoire ou arbitraire,mais en fonction de lhistoire scolaire et, plusprcisment, des politiques scolaires. Lesenqutes, ces regroupements et la ncessit dese limiter des gnrations qui ont terminleurs tudes conduisent dfinir 13 groupesde cinq gnrations : des personnes nes de1908 1912, gnrations les plus anciennes, celles nes de 1968 1972, gnrations les plusrcentes ayant aujourdhui pratiquementachev leurs tudes. Pour analyser les der-nires volutions de laccs au baccalaurat,ces enqutes sont aussi compltes laide de donnes, collectes par le ministre de lducation nationale, sur le suivi des lvesau cours de leurs tudes secondaires.

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    Cet article utilise les donnes issues des cinq enqutesFormation et Qualification Professionnelle conduites en1964, 1970, 1977, 1985 et 1993 ainsi que des enqutesEmploi de 1993 et 1997. On a retenu, dans chacune,les Franais de naissance, hommes et femmes, gsdau moins 25 ans et qui ont prcis la situation profes-sionnelle de leur pre (ou, dfaut, de leur tuteur, ou deleur mre dans les enqutes Emploi) au moment oeux-mmes achevaient leurs tudes. Ces enqutes ontt utilises pour constituer des tables de destine sco-laire en fonction de lorigine sociale, relatives 13groupes de cinq gnrations (ou gnrations quinquen-nales). Afin de disposer deffectifs aussi nombreux quepossible pour chacune de ces 13 gnrations quin-quennales, on a le plus souvent cumul les chantillonsdes diffrentes enqutes communs chacune de cesgnrations. Leffectif tudi est donc variable dunegnration lautre (cf. tableau A).

    Pour tenir compte de la forte variation des taux de son-dage lintrieur dune mme enqute, chacun des 49tableaux croisant origine sociale et diplme le plus levobtenu a t extrait du fichier denqute considr sur labase des donnes extrapoles la population franaise.Puis, au moyen dune simple rgle de trois, il a tramen leffectif total rellement interrog qui lui cor-respond (cf. les effectifs entre parenthses dans letableau A). Cest en ce sens que, dans le tableau 1 etpour une case quelconque, nous parlons dobserva-tions reconstitues . Un tel procd permet de rai-sonner sur leffectif total rellement enqut ce qui estncessaire pour les besoins des tests statistiques sans introduire de biais dans la structure du tableaucrois ce qui aurait t le cas du fait des taux de son-dage diffrents si, pour chaque case du tableau, onavait retenu leffectif non pondr. Ce sont enfin cestableaux dobservations reconstitues qui ont t

    Encadr 1

    DONNES ET NOMENCLATURES

    Tableau ARpartition de lchantillon des enqutes entre les gnrations tudies

    EnquteFQP 1964 FQP 1970 FQP 1977 FQP 1985 FQP 1993 Emploi 1993 Emploi 1997

    1908-1912 58-62 ans 65-69 ans(2 304) (1 273)

    1913-1917 53-57 ans 60-64 ans(1 920) (1 372)

    1918-1922 42-46 ans 48-52 ans 55-59 ans 63-67 ans(2 219) (2 756) (2 218) (1 264)

    1923-1927 37-41 ans 43-47 ans 50-54 ans 58-62 ans(2 635) (3 561) (3 361) (2 073)

    1928-1932 32-36 ans 38-42 ans 45-49 ans 53-57 ans(2 622) (3 630) (3 477) (2 729)

    1933-1937 27-31 ans 33-37 ans 40-44 ans 48-52 ans 56-60 ans 56-60 ans(2 349) (3 369) (3 351) (2 953) (1 505) (8 258)

    1938-1942 28-32 ans 35-39 ans 43-47 ans 51-55 ans 51-55 ans 55-59 ans(3 394) (3 050) (2 813) (1 437) (7 467) (7 332)

    1943-1947 30-34 ans 38-42 ans 46-50 ans 46-50 ans 50-54 ans(4 872) (3 767) (1 850) (9 778) (9 078)

    1948-1952 25-29 ans 33-37 ans 41-45 ans 41-45 ans 45-49 ans(5 131) (5 044) (2 107) (12 239) (11 597)

    1953-1957 28-32 ans 36-40 ans 36-40 ans 40-44 ans(5 212) (2 068) (11 928) (11 481)

    1958-1962 31-35 ans 31-35 ans 35-39 ans(1 942) (11 689) (11 725)

    1963-1967 26-30 ans 26-30 ans 30-34 ans(1 904) (11 803) (11 621)

    1968-1972 25-29 ans(11 063)

    Lecture : lge indiqu est lge atteint au cours de lanne denqute. Entre parenthses, on a indiqu leffectif rel de la gnrationconsidre dans lchantillon de lenqute en question.Champ : individus franais de naissance, gs dau moins 25 ans, ayant prcis la situation professionnelle de leur pre (ou, dfaut,de leur tuteur, ou de leur mre dans le cas de lenqute Emploi).

    Gnration

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    ventuellement cumuls entre les diffrentes enqutespour une mme gnration quinquennale. La dmarcheprcdente a t suivie pour lensemble des deuxsexes, mais aussi pour les hommes et les femmessparment.

    Au total, six indicateurs dorigine sociale ont t mis enuvre. Lindicateur principal dorigine sociale (OS), uti-lisable dans les sept enqutes, est fond sur la cat-gorie socioprofessionnelle du pre, observe en huitpostes :1. Agriculteurs exploitants (CSP 00 ; PCS 11 13)2. Artisans, petits commerants

    (CSP 22, 23 et 27 ; PCS 21 et 22)3. Gros indpendants et cadres suprieurs

    (CSP 21, 26, 30, 33 et 34 ; PCS 23, 31, 33, 35, 37 et38)

    4. Enseignants et assimils(CSP 32 et 41 ; PCS 34 et 42)

    5. Cadres moyens (CSP 42 44 ; PCS 43 47)6. Employs

    (CSP 51, 53, 70 72, 80 82 ; PCS 52 56)7. Contrematres et ouvriers qualifis

    (CSP 60, 61, 65 67 ; PCS 48, 62, 63 et 65)8. Ouvriers non qualifis et agricoles

    (CSP 10, 63 et 68 ; PCS 64, 67 69).

    Les cinq autres indicateurs dorigine sociale ne peuventtre dfinis qu partir des enqutes FQP de 1977,1985 et 1993. Cest alors la recodification en nomen-clature PCS de la premire dentre elles (1977) qui estutilise et la dernire gnration observable est celle de1963-1967 (car elle a termin ses tudes la date delenqute de 1993). Ces cinq indicateurs sont les sui-vants : catgorie socioprofessionnelle de la mre oudiplme lorsquelle a toujours t inactive (OSM endouze postes), catgorie socioprofessionnelle croisedes deux parents (OSPM en dix postes), catgoriesocioprofessionnelle et diplme le plus lev du pre(OSDIPP en dix postes), catgorie socioprofessionnel-le du pre et diplme le plus lev de la mre (OSDIPMen dix postes), diplme le plus lev des deux parents(DIPPM en six postes).

    Aussi souvent que possible, cest--dire lexception delenqute FQP de 1964 et des deux enqutes Emploi,cest le diplme le plus lev obtenu en formationinitiale par le rpondant qui a t pris en considration.

    La nomenclature de diplmes la plus dtaille comportesept postes (DIPL7) :1. Aucun diplme ou non dclar2. Certificat dtudes primaires3. Brevet lmentaire, BEPC (sans diplme technique)4. CAP, BEP (ou diplme de niveau quivalent : examen

    de fin dapprentissage artisanal, etc.)5. Baccalaurat (ou diplme de niveau quivalent : BEI,

    BEC, BEA, etc.)6. Diplme dune ou deux annes aprs le baccalaurat,

    diplme pdagogique, diplme paramdical ou social7. Diplme dau moins trois annes aprs le baccalaurat.

    Des variantes ont aussi t utilises de faon systma-tique, en regroupant certaines modalits de DIPL7 :- DI1 (5 postes), obtenu en regroupant aucun diplme

    ou non dclar et CEP dune part, les deux niveaux delenseignement suprieur dautre part ;

    - DI2 (6 postes), obtenu essentiellement pour les gn-rations 1908-1912 1948-1952 en regroupant lesdeux niveaux de lenseignement suprieur ;

    - DI3 (6 postes), obtenu essentiellement pour les gn-rations 1953-1957 1968-1972 en regroupant aucundiplme ou non dclar et CEP ;

    - DI4 (6 postes), obtenu en combinant DI2 et DI3 selonlanne de naissance, ce qui quivaut postuler unedvalorisation des diplmes partir de la gnration1953-1957. La correspondance entre diplmes sui-vant lanne de naissance est dtaille au tableau B.

    Pour les individus ns avant 1918, lenqute FQP de1970 ne retenait pas de distinction entre les diplmesde lenseignement suprieur. Ltude de lvolution dulien entre catgorie socioprofessionnelle du pre etdiplme le plus lev obtenu dans la nomenclatureDIPL7 porte donc au maximum sur un effectif total de240 367 observations : 1 273 dans la gnration 1908-1912, 11 063 dans la gnration 1968-1972, 36 118dans la gnration la plus reprsente, celle de 1948-1952. Ces effectifs deviennent respectivement 244 591,3 577, 11 063 et 36 118 ds quune nomenclature dediplmes moins fine est adopte. Ltude de lvolutiondu lien entre les autres indicateurs dorigine sociale etle diplme le plus lev obtenu porte, quant elle, surun effectif total de 66 781 observations : 1 274 dans lagnration 1908-1912, 1 904 dans la gnration 1963-1967, et 12 283 dans la gnration la plus reprsente,celle de 1948-1952.

    Encadr 1 (suite)

    Tableau BCorrespondance entre diplmes dans lhypothse dune dvalorisation

    Nomenclature DI4 Naissance entre 1908 et 1952 Naissance entre 1953 et 1972

    1 Aucun diplme Aucun diplme ou CEP2 CEP Brevet, BEPC3 CAP, BEP CAP, BEP4 Brevet, BEPC Baccalaurat5 Baccalaurat Baccalaurat + 1 ou 2 an(s)6 Suprieur au baccalaurat Baccalaurat + 3 ans et plus

    Lecture : lobtention du brevet ou du BEPC dans les gnrations nes entre 1953 et 1972 est suppose quivalente lobtentiondu certificat dtudes primaires dans celles nes entre 1908 et 1952. Lhypothse de dvalorisation retenue est forte et surestimecertainement la drive relle des diplmes.

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    Le souhait de combiner dans une mme analyse desdonnes issues de plusieurs enqutes a conduit seposer la question de leur ventuelle htrognit. Ladistribution des origines sociales dune mme gnrationest-elle stable au fil des enqutes ? Celles-ci enregis-trent-elles de la mme manire les diplmes des indivi-dus ns les mmes annes ? Lassociation statistiqueentre origine sociale et diplme varie-t-elle selon len-qute pour une mme gnration ? On a procd defaon systmatique des tests dhomognit. En raisonde limportance des chantillons mis en jeu, ils amnentsouvent rejeter lhypothse dhomognit sans quecela corresponde pourtant des carts si amples et sisystmatiques quils conduiraient carter toute combi-naison des diffrentes enqutes. Cette conclusion vauten particulier pour lanalyse de lassociation statistique,nette des effets de marges, qui constitue lapport essen-tiel de cet article. Le graphique de cet encadr illustreainsi quune conclusion sans ambigut sur lvolution enlongue priode de la force du lien entre origine sociale etdiplme peut tre obtenue partir de la cinquantaine detableaux initiaux (gnration x enqute).

    Certaines variations dans les distributions marginalesde diplme et dorigine sociale mritent nanmoinsdtre signales. Lenqute FQP de 1964 scarte desautres par un poids excessif des diplmes de niveauCAP : le fait quelle nisole pas la seule formation ini-tiale pourrait en tre responsable. De mme, peut-trepour la mme raison et comparativement aux enqutesFQP, les enqutes Emploi surreprsentent lgrementles diplmes de lenseignement suprieur au dtrimentdu baccalaurat. La lgre lvation au fil du temps duniveau de diplme dclar (Baudelot, 1989) a aussi tmise en vidence. Du point de vue de lorigine sociale,on relve un effet de nomenclature li au passage desCSP aux PCS. Cet effet est toutefois moins fort queleffet du type denqute, opposant lenqute FQP lenqute Emploi. Les enqutes Emploi surreprsen-tent en effet la catgorie des employs et sous-repr-sentent celle des contrematres et ouvriers qualifis. Iciencore, ce pourrait tre li au fait quen labsence dupre, cest la position socioprofessionnelle de la mrequi a pu tre dclare alors que ce nest pas le casdans les enqutes FQP.

    Encadr 1 (fin)

    Lien entre origine sociale (position du pre) et diplme (code dtaill)sous le modle dvolution uniforme des rapports de chances (1)

    0,500

    0,600

    0,700

    0,800

    0,900

    1,000

    1,100

    1,200

    1,300Valeur du paramtre log-multiplicatif

    FQP 1964

    FQP 1970

    FQP 1977

    FQP 1985

    FQP 1993

    Emploi 1993

    Emploi 1997

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 240 367 individus. Pour le champ et la source, on se reportera au texte de cetencadr. Le modle a t estim simultanment sur les 47 tableaux gnration x enqute (cf. tableau A).Lecture : en supposant stable la valeur des diplmes, le lien entre position du pre et diplme saffaiblit de 1 (gnration 1908-1912,enqute FQP 1977) 0,653 (gnration 1968-1972, enqute Emploi 1997).

    Gnration quinquennale 19

    Diffrentes voies pour reprerle milieu dorigine

    Reprer lorigine sociale des membres de cesgnrations ncessite de faire des choix. Deuxseront privilgis. Dabord, elle sera identifiepar la position sociale du pre des personnes,lorsque celles-ci achevaient leurs tudes, enretenant huit postes : les postes habituels, maisen identifiant, en plus, les enseignants (et assi-

    mils) et en distinguant ouvriers qualifis etouvriers non qualifis. Ensuite, on combinerala position sociale du pre et le diplme le pluslev de la mre, en raison de limportancecapitale de cette dernire dans la russite sco-laire des enfants. Compltant ces deux faonsde reprer leur origine sociale, lorigine cultu-relle des personnes sera galement utilise.Elle sera apprhende au travers du diplmele plus lev obtenu par les deux parents.

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    Graphique IOrigine sociale (position du pre) selon la gnration (1)

    0

    1 0

    2 0

    3 0

    E n %

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    Agriculteurs exploitants

    Artisans, petits commerants

    Gros indpendants et cadressuprieurs

    Enseignants et assimils

    Cadres moyens

    Employs

    Contrematres et ouvriersqualifis

    Ouvriers non qualifis et agricoles

    0

    1 0

    2 0

    3 0E n %

    Quelconque/Suprieur au Bac

    Cadre sup., enseignant/Quelconque

    Cadre moyen, employ/Entre CEP et Bac

    Cadre moyen, employ/Aucun ou non dclar

    Agriculteur expl./Entre CEP et Bac

    Agriculteur expl./Aucun ou non dclar

    Petit indpendant/Entre CEP et Bac

    Petit indpendant/Aucun ou non dclar

    Ouvrier/Entre CEP et Bac

    Ouvrier/Aucun ou non dclar

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67

    Graphique IIOrigine sociale (position du pre/diplme de la mre) selon la gnration (1)

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 66 781 individus. Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.Lecture : environ 25 % des individus ns entre 1908 et 1912 avaient un pre agriculteur exploitant et une mre sans diplme (ou non dclar).

    Lvolution de lorigine sociale des gnrationsdepuis le dbut du sicle peut tre rsume enquelques grandes tendances : effondrementdes origines paysannes, baisse des originesindpendantes, augmentation puis diminutiondes origines ouvrires (la diminution tantplus ancienne et plus prononce pour lesouvriers non qualifis), augmentation gn-rale de la part des familles tertiaires , parti-culirement celles demploys et de cadresmoyens, mais aussi denseignants dans lesquatre dernires gnrations, cest--dire depuisle milieu des annes 50 (cf. graphique I). Lacombinaison de la position paternelle et dudiplme maternel accuse certains de cestraits : ce sont surtout les familles paysanneso la mre navait aucun titre scolaire qui ont

    disparu et il en est de mme pour cellesdindpendants. De faon analogue, lecontraste est marqu entre les jeunes issus defamilles ouvrires o la mre navait pas dediplme, dont le poids oscille entre 25 % et30 % (sauf dans la dernire gnration (1)) etcelles o la mre tait diplme, dont le poidsna cess de crotre (cf. graphique II). Dans

    1. Dans le graphique II o lorigine sociale est repre par unecombinaison entre la position du pre et le diplme de la mre,lvolution ne porte que sur 12 groupes de gnrations, le der-nier tant constitu de celles nes entre 1963 et 1967. Cela pro-vient du fait que linformation sur le diplme de la mre nest dis-ponible que dans les enqutes FQP. La dernire a t raliseen 1993, date laquelle les gnrations nes entre 1968 et1972 (le 13e groupe de lanalyse) navaient pas termin leurstudes. Elles les ont acheves, en revanche, lors de lenqutesur lemploi de 1997, dernire enqute retenue, do leur pr-sence dans le graphique I.

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 244 591 individus. Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.Lecture : environ 32 % des individus ns entre 1908 et 1912 avaient un pre agriculteur exploitant.

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 8

  • tous les cas, le mouvement le plus net est latrs forte diminution, absolue ou relative, desfamilles o la mre navait aucun titre scolaire. linverse, celles o la mre tait trs diplme,cest--dire titulaire dun diplme de lensei-gnement suprieur, sont de plus en plus nom-breuses partir des gnrations nes durant la Seconde Guerre mondiale.

    Apprhender le diplme et sa dvalorisation ventuelle

    tudiant les ingalits sociales devantlcole, on se limitera la formation initiale(les enqutes le permettent le plus souvent,cf. encadr 1). On se contentera par ailleursdobserver le diplme le plus lev que lespersonnes ont obtenu. Il sagit ici dun choiximportant. Certaines tudes privilgient aucontraire, pour ltude des ingalits devant lesystme scolaire, lanalyse de points de bifur-cation fondamentaux de ce systme : parexemple, lentre en 6e, ou les diffrents paliersdorientation en fin de 5e ou en fin de col-lge ou encore lentre dans lenseignementsuprieur. Cette perspective insiste donc sur ladynamique mme des ingalits, telles quellesse construisent de bifurcation en bifurcation.Ici, partir du diplme le plus lev obtenu,cest le rsultat final, en tant quil forme lasynthse de cette dynamique, et non sestapes, qui est tudi. Le reprage du diplmele plus lev que les personnes ont obtenu esteffectu, pour lessentiel, au moyen de deuxnomenclatures.

    La premire, en 7 postes, possde un degr dedtail adapt la fois aux gnrationsanciennes (elle distingue entre aucun diplmeet titulaire du certificat dtudes, ce qui estimportant, quoique souvent nglig, pour cesgnrations) et aux gnrations rcentes (elledistingue entre bac + 2 et bac + 3 et plus, cequi est essentiel pour ces dernires). Quel quesoit son degr de finesse et de prcision, cettenomenclature est formellement stable, cest--dire quen lutilisant on fait lhypothseimplicite dune stabilit, dune identit devaleur des diplmes au cours du sicle.Hypothse possible, peut-tre mme accep-table, mais forte.

    Aussi la seconde nomenclature repose-t-elle surla convention inverse, en supposant explicite-ment une dvalorisation des diplmes au coursdu temps, dune gnration lautre. Cest lagnration ne en 1953 qui dpartagel avant et l aprs , les quivalences

    suivantes tant alors supposes : le certificatdtudes davant quivalant au brevet aprs,le brevet avant au baccalaurat aprs, le bacca-laurat avant bac + 2 aprs, un diplmedtudes suprieures quelconque avant undiplme de niveau licence au moins aprs. Dansce schma, la valeur des diplmes professionnels(CAP et assimil) est suppose inchange.

    Utiliser ces deux nomenclatures permet demener deux analyses contrastes. La dvalori-sation des diplmes qui est postule par laseconde nomenclature est, dessein, impor-tante : elle reprsente, en termes dannes descolarisation, de 2 3 ans. Les conclusions quivaudront avec les deux nomenclatures aurontdonc une porte gnrale, puisquelles nedpendront pas dune volution ventuelle dela valeur des diplmes.

    Des gnrations de plus en plus diplmes

    Sur le plan descriptif, les deux nomenclaturesdlivrent le mme message, qui nest dailleurspas fait pour surprendre : des premires auxdernires gnrations, trs forte diminution dupoids des non-diplms, et encore plus destitulaires du certificat dtudes, diplme qui adisparu en 1989, mais qui tait moribond depuisvingt ans ; hausse trs importante des titulairesdun CAP ou dun BEP ; hausse des bacheliers,hausse des diplms du suprieur, assez paral-lle entre bac + 2 et bac + 3 et plus (cf. gra-phiques III et IV). Le choc provoqu par lap-plication, partir de la gnration ne en 1953,de lquivalence des diplmes rsultant de leurdvalorisation suppose est assez accus (cf. gra-phique IV), ce qui atteste du caractre sansdoute excessif de la convention adopte pourtraduire cette dvalorisation. Du moins cetexcs rend-il dautant plus significative la confir-mation des tendances du graphique III par cellesdu graphique IV lexception, bien sr, de ladistorsion induite par la seconde nomenclature.

    Lallongement des tudes a t plus intensepour les filles que pour les garons

    En dehors de la diffusion des tudes, se faitjour galement une certaine fminisation : linverse de ce qui avait cours autrefois, lesfilles font aujourdhui des tudes plus longues

    CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4 9

    2. Ce renversement est commun tous les pays dvelopps.Dans tous, en effet, les filles russissent aujourdhui mieux lcole que les garons. Cette constatation est si gnralequelle sapparente une loi . Pour un examen des causespossibles, se reporter Baudelot et Establet (1992) ou Duru-Bellat (1994 et 1995).

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  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 410

    Graphique IIIDiplme dtaill selon la gnration (1)

    0

    1 0

    2 0

    3 0

    4 0

    5 0

    6 0E n %

    Aucun diplme ou non dclar

    Certificat d'tudes primaires

    Brevet lmentaire, BEPC

    CAP, BEP ou quivalent

    Baccalaurat ou quivalent

    Diplme du suprieur (un ou deux ans)

    Diplme du suprieur (au moins trois ans)

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 240 367 individus. Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.Lecture : environ 51 % des individus ns entre 1908 et 1912 nont obtenu aucun diplme (ou non dclar).

    Graphique IVDiplme (en supposant une dvalorisation) selon la gnration (1)

    0

    1 0

    2 0

    3 0

    4 0

    5 0

    6 0E n %

    Aucun diplme / Aucun ou CEP

    Naissance avant 1953 / partir de 1953

    CEP / Brevet ou BEPC

    CAP ou BEP / CAP ou BEP

    Brevet ou BEPC / Baccalaurat

    Baccalaurat / Suprieur (un ou deux ans)

    Suprieur / Suprieur (au moins trois ans)

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 244 591 individus. Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1. Par convention,la dvalorisation est concrtise par un dcalage entre les diplmes, suivant que lindividu est n avant ou partir de 1953 (cf. encadr 1).Lecture : environ 51 % des individus ns entre 1908 et 1912 nont obtenu aucun diplme (ou non dclar).

    Graphique VDiplme regroup selon la gnration et le sexe (1)

    0

    1 0

    2 0

    3 0

    4 0

    5 0

    6 0E n %

    Hommes - Aucun diplme

    Hommes - CEP

    Hommes - Brevet ou CAP

    Hommes - Baccalaurat ou suprieur

    Femmes - Aucun diplme

    Femmes - CEP

    Femmes - Brevet ou CAP

    Femmes - Baccalaurat ou suprieur

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 244 591 individus. Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.Lecture : environ 54 % des femmes nes entre 1908 et 1912 nont obtenu aucun diplme (ou non dclar).

    Gnration quinquennale 19

    Gnration quinquennale 19

    Gnration quinquennale 19

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  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4 11

    et plus russies que les garons (2). Le retour-nement a eu lieu au cours des annes 60. Il estnettement perceptible en termes dannes descolarisation (Marchand et Thlot, 1997), maisaussi, comme ici, en termes de diplme (cf.graphique V). La croissance de la part desfilles titulaires du baccalaurat ou dundiplme du suprieur est beaucoup plus forteque celle relative aux garons : de 3,5 % 54,1 % des filles, contre de 8,4 % 47,1 % desgarons. linverse, sur la priode, la diminu-tion de la proportion de sans diplme est plusprononce pour les filles que pour les garons.On peut identifier les gnrations dans les-quelles sopre ce chass-crois laide desdures ncessaires pour obtenir les diffrentsdiplmes. Il prend place partir de la gnra-tion ne en 1953. Cest aussi la premire pourlaquelle lge de fin de la scolarisation obliga-toire a t fix 16 ans, et o la tendance entrer en 6e sest acclre. Au-del delidentification prcise de cette gnration, leretournement est spectaculaire : lallongementdes tudes, la massification et llvation des

    diplmes ont t plus prononcs pour les fillesque pour les garons.Cela conduit se demandersi les ingalits sociales devant lcole se sontdavantage rduites pour elles que pour eux(cf. infra).

    Le poids de lorigine sociale

    La destine scolaire est fortement lie lori-gine sociale, tant dans la premire gnration(personnes nes entre 1908 et 1912) que dansla dernire (personnes nes entre 1968 et1972) (cf. tableau 1). Par exemple, dans un cascomme dans lautre, ce sont les enfants den-seignants, puis les enfants de cadres suprieurs(y compris gros indpendants) qui sont le plussouvent diplms de lenseignement sup-rieur ; linverse, ce sont les enfants douvriersnon qualifis (et agricoles) qui, le plus sou-vent, nont aucun diplme. Mais lallongementdes tudes a t gnral et est perceptible danstous les milieux sociaux, de sorte que laccsau baccalaurat, ou aux tudes suprieures,

    Tableau 1Rpartition des diplmes selon lorigine sociale pour les deux gnrations extrmes (1908-1912 et 1968-1972)

    Origine sociale Gnration Aucun CEP CAP, BEP Brevet, Bac (3)Diplme

    diplme (1) BEPC (2)suprieur Ensemble

    au bac

    Agriculteurs exploitants 1908-1912 66,1 28,4 2,3 1,3 1,1 0,9 1001968-1972 9,6 (0,8) 33,3 2,3 21,1 32,9 100

    Artisans, 1908-1912 38,2 45,1 6,2 5,6 3,5 (1,4) 100petits commerants 1968-1972 12,8 1,4 31,4 5,6 15,8 33,1 100

    Cadres suprieurs 1908-1912 19,7 24,9 12,5 12,3 16,0 14,6 100(et gros indpendants) 1968-1972 4,9 (0,1) 8,7 3,0 18,6 64,8 100

    Enseignants 1908-1912 (17,1) 25,7 (7,3) (8,6) (21,6) (19,8) 100(et assimils) 1968-1972 4,2 (0,3) 8,0 2,5 15,6 69,4 100

    Cadres moyens 1908-1912 15,2 35,1 16,5 15,6 12,4 (5,2) 1001968-1972 7,4 (0,3) 18,3 4,4 20,4 49,3 100

    Employs 1908-1912 39,1 38,1 10,3 5,5 4,1 (2,9) 1001968-1972 14,5 0,7 31,2 5,5 19,5 28,6 100

    Contrematres 1908-1912 45,9 37,6 9,3 3,6 2,3 (1,3) 100et ouvriers qualifis 1968-1972 19,1 0,8 35,2 5,5 18,1 21,4 100

    Ouvriers non qualifis 1908-1912 65,2 27,8 4,8 (1,1) (0,8) (0,3) 100et agricoles 1968-1972 27,3 1,7 38,2 6,6 14,1 12,2 100

    Ensemble 1908-1912 51,5 32,7 6,2 3,8 3,4 2,4 1001968-1972 15,0 0,8 28,6 5,0 17,7 32,9 100

    1. Ou diplme non dclar.2. Sans diplme technique.3. Ou quivalent : BEI, BEC, BEH, etc.

    Lecture : 66,1 % des enfants dagriculteur exploitant ns entre 1908 et 1912 navaient aucun diplme (ou non dclar) ; cest le casde 9,6 % de ceux ns entre 1968 et 1972. Les pourcentages entre parenthses reposent sur peu dobservations (moins de 10, reconstitues , cf. encadr 1) et sont donc assez fragiles.Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 11

  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 412

    qui tait ferm aux enfants issus de famillespopulaires, souvre sensiblement cesmilieux : parmi les plus jeunes, un tiers desenfants dagriculteurs, un cinquime de ceuxde contrematres et douvriers qualifis sonttitulaires dun diplme de lenseignementsuprieur. Surtout, la faon dont les diffrentsmilieux sociaux ont profit de cet allongementgnral des tudes est variable. La comparai-son des enfants dagriculteurs et des enfantsdouvriers non qualifis et agricoles est parti-culirement instructive. Alors que dans lesgnrations anciennes les tudes taient iden-tiques dans ces deux milieux (66 % desenfants navaient pas de diplme, 28 %avaient le certif ), il nen est plus de mmedans les gnrations rcentes : les enfantsdagriculteurs font aujourdhui, en moyenne,de meilleures tudes que les enfants douvriersnon qualifis.

    Avant danalyser de faon approfondie lvo-lution de ce lien entre milieu dorigine ettudes, il est utile den apprcier globalementla force au travers des diffrentes nomencla-tures dorigine sociale et de diplme retenues.On utilise pour cela un indice dassociationglobal entre origine sociale et diplme, dansles diffrentes gnrations (3) (cf. tableau 2).Les trois constats qui apparaissent alors sontles mmes, que lon suppose une stabilit ouune dvalorisation des diplmes.

    CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 412

    Ensemble

    En supposant stable la valeur des diplmesPosition du prePosition du pre et diplme de la mreDiplme le plus lev des deux parents

    En supposant une dvalorisation des diplmesPosition du prePosition du pre et diplme de la mreDiplme le plus lev des deux parents

    Hommes

    En supposant stable la valeur des diplmesPosition du prePosition du pre et diplme de la mreDiplme le plus lev des deux parents

    En supposant une dvalorisation des diplmesPosition du prePosition du pre et diplme de la mreDiplme le plus lev des deux parents

    Femmes

    En supposant stable la valeur des diplmesPosition du prePosition du pre et diplme de la mreDiplme le plus lev des deux parents

    En supposant une dvalorisation des diplmesPosition du prePosition du pre et diplme de la mreDiplme le plus lev des deux parents

    Tableau 2Force du lien global entre origine sociale et diplme selon la gnration(statistique du V de Cramer)

    Gnration ancienne1908-1912

    0,2380,2570,280

    0,2230,2780,276

    0,2810,3090,334

    0,2510,3150,332

    0,2400,2740,291

    0,2340,2900,286

    Gnration mdiane1938-1942

    0,2050,2390,263

    0,2200,2530,254

    0,2120,2540,270

    0,2270,2670,261

    0,2050,2360,261

    0,2170,2500,251

    Gnration rcente1968-1972

    (ou dfaut 1963-1967)

    0,193 0,1850,2320,255

    0,211 0,2020,2500,253

    0,198 0,1930,2340,263

    0,217 0,2100,2480,259

    0,191 0,1820,2520,270

    0,209 0,1990,2730,268

    Lecture : en supposant stable la valeur des diplmes, la force du lien global entre position du pre et diplme a diminu de 0,238 dansla gnration 1908-1912 0,205 dans la gnration 1938-1942, puis 0,185 dans la gnration 1968-1972. La dernire colonne concernela gnration 1963-1967, puis 1968-1972 lorsque lorigine sociale est repre par la position du pre ; elle concerne la seule gnra-tion 1963-1967 dans les autres cas.Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.

    3. Il sagit du V de Cramer, compris entre 0 (en cas dabsencecomplte de liaison entre origine sociale et diplme) et 1 (en cas de liaison maximale). Il sexprime en fonction du Khi-deuxde Pearson (2), par la formule :

    V = (2 / [N.min(NI-1, NJ-1)])1/2o N est le nombre dobservations, NI est le nombre de lignes dutableau et NJ le nombre de colonnes. Soulignons quil sagit dunindicateur global qui, en mesurant le lien entre origine sociale etdiplme, est aussi sensible aux distributions marginales dutableau et leur variation (volution de la structure sociale etallongement gnral des tudes).

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 12

  • Le milieu culturel aurait davantagedimpact que le milieu social

    Constatation structurelle, dabord. Le lien estsystmatiquement plus fort lorsque, pourcaractriser le milieu dorigine des enfants, onintroduit le diplme de la mre en plus de laposition du pre. Incorporer les tudes mater-nelles apporte une information supplmen-taire significative : la position du pre nersume pas, elle seule, les handicaps ou lesatouts sociaux devant lcole. Dailleurs, si lonaccentue cette perspective en remplaant laposition sociale du pre par son diplme, cest--dire en reliant le diplme de lenfant audiplme le plus lev de ses parents, lassocia-tion est presque toujours plus forte (14 cas sur 18). Ainsi, lingalit devant lcolesexprime davantage comme une ingalitculturelle (via le diplme de la mre ou celuides parents) que sous la forme dune ingalitstrictement sociale. Ce constat peut sinterprterde deux faons. Dune manire plutt taxino-mique, cest--dire en termes de classification,on conclura que lintroduction des tudesde la mre ou des parents, en plus ou la placede la position du pre, permet bien de prciserle milieu social dorigine, puisque, dans lasocit franaise, une dimension essentielle dela classe sociale est prcisment la dimensionscolaire ou culturelle. Ou bien, dune manire

    plutt relle, on opposera les influences delhritage culturel et de lhritage social sur larussite scolaire, en attribuant alors au pre-mier un rle qui, non seulement nest pasngligeable, mais excde mme celui de lhri-tage social. Et il est vrai, par exemple, que larussite scolaire des enfants denseignants,mme peu fortuns, est plus forte que celle desenfants dindpendants, mme fortuns.

    Laffaiblissement du lien globalentre origine sociale et diplme tient,pour une part, lallongement des tudes

    Constatation historique, ensuite. La force dulien global entre milieu dorigine et diplmediminue des gnrations anciennes aux gn-rations rcentes. Pratiquement, quelles quesoient les nomenclatures, donc les points devue (38 fois sur 42), lindice dassociationdcrot : les diplmes sont aujourdhui moinsdpendants du milieu dorigine et cette volu-tion a revtu depuis 60 ans un caractrecontinu, en dpit dune inflexion la hausse,rcente et passagre (cf. graphique VI). larflexion, cette moindre dpendance nest pastonnante ds lors que les tudes se sont gn-ralises au moins jusqu un certain niveau :quand lentre en 6e devient la rgle (93 % desenfants partir de la gnration ne en 1960),alors quauparavant moins de la moiti des

    CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4 13

    Graphique VILien global entre origine sociale (position du pre) et diplme dtaill(sans hypothse de`dvalorisation) (1)

    0,15

    0,18

    0,21

    0,24

    0,27

    0,30

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    Gnration quinquennale 19 ...

    Valeur du V de Cramer

    Ensemble

    Hommes

    Femmes

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 240 367 individus. Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1. Le lienest mesur ici par le V de Cramer, indicateur global. Outre la force intrinsque de ce lien, cet indicateur incorpore donc les effets delvolution de la structure sociale et de lallongement gnral des tudes.Lecture : apprcie sur lensemble des individus, la force du lien global entre position du pre et diplme diminue de 0,238 (gnration1908-1912) 0,185 (gnration 1968-1972).

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 13

  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 414

    enfants y accdaient (par exemple, 41 % dansla gnration ne en 1947), cet vnement lentre au collge cesse dtre un palierou une orientation spcifique, donc cessedtre socialement discriminant. Ce raison-nement vaut pour lensemble des principauxpoints de bifurcation qui jalonnent la carrirescolaire. Il ne revt certes pas la mme forceds lors que lon retient le diplme final, cest--dire le rsultat de toute la carrire scolaire.Nanmoins, mme attnu, cet effet purementmcanique de lallongement des tudesexplique, au moins en partie, laffaiblissementdu lien global entre origine sociale et diplme.Encore conviendra-t-il de prciser plus loinquelle proportion de cet affaiblissement luiest strictement imputable.

    Lorigine culturelle serait devenueplus dterminante pour les fillesque pour les garons

    Constatation la fois structurelle et histo-rique, enfin. Le lien global entre milieudorigine et diplme est, sur toute la priode,presque toujours plus marqu pour les gar-ons que pour les filles (cf. graphique VI).Cependant, dans la gnration la plus rcente,il se rvle plus prononc parmi celles-ci dslors que lon tient compte de lhritage cultu-rel, via les tudes de la mre ou le diplme leplus lev des deux parents (cf. tableau 2).

    Trois voies possibles pour prciser les rles respectifs de la massification et de la dmocratisation qualitative

    Au terme de cette approche descriptive,lallongement gnral des tudes la massifi-cation et laffaiblissement ventuel du lienentre origine sociale et diplme la dmocra-tisation qualitative constituent les ressortsmajeurs de lvolution des destines scolairesen fonction de lorigine sociale, au fil desgnrations. Pour parvenir une apprciationquantitative de leur importance respective etprciser ainsi lvolution historique des ingali-ts sociales devant lcole, trois voies souvrentau chercheur.

    La premire, assez ancienne, consiste relierpar une quation directe le plus haut niveaudtudes atteint diffrentes variables, dontlorigine sociale. Lanalyse peut tre indivi-duelle ou par cohorte. Elle suppose davoirquantifi la mesure du niveau dtudes surlaquelle ensuite un modle de rgressionmultiple est estim. Les conclusions reposent

    alors sur lvolution de gnration en gnra-tion des coefficients reliant (toutes chosesgales par ailleurs) plus haut niveau dtudesatteint et variables dcrivant le milieu dorigine.Intressante et simple a priori, cette voie pr-sente cependant un inconvnient : on a pumontrer que les coefficients de rgressiontaient affects, non seulement par lvolutiondu lien entre milieu dorigine et niveaudtudes atteint, mais aussi par lexpansiongnrale de la scolarisation et la tendance lallongement des tudes (Mare, 1980, 1981).

    Une seconde voie, beaucoup plus rcente,consiste alors utiliser des rgressions logis-tiques visant expliquer la probabilit, untournant de la carrire scolaire, de connatretelle suite ou telle autre : probabilit dentreren 6e, dentrer en seconde gnrale et techno-logique (en soi ou conditionnellement au faitdtre entr en 6e), dentrer dans le suprieuraprs le baccalaurat. Les variables explica-tives incluent le milieu dorigine. Cetteseconde voie est trs fconde puisque, parcette analyse des principaux points de bifurca-tion, elle permet dinterprter les ingalits :quand et comment elles se forment ou,au contraire, quoi leur rduction est due.La gnralisation de lentre en 6e est, parexemple, le principal facteur de rduction desingalits selon Duru-Bellat et Kieffer (1999),lentre en seconde nayant pas ajout cemouvement. Tout au contraire, la dmocrati-sation induite par laccs gnralis la 6e

    sest accompagne, selon ces auteurs, de car-rires scolaires au collge plus ingalitairesdans les annes 70 et 80 (4).

    La troisime voie repose, non pas sur des ana-lyses sur donnes individuelles, mais surltude agrge du lien entre milieu dorigineet diplme. Elle consiste en une analyse de lasuccession, au fil des gnrations, des tableauxde contingence croisant origine sociale etdiplme, cest--dire des tableaux deffectifs,analogues ceux qui forment la base dutableau 1 pour les deux gnrations extrmes.Cest cette voie que nous emprunterons car,durant la dernire dcennie, de nouveauxmodles statistiques ont apport un progrsnotable dans lanalyse de tels tableaux(Erikson et Goldthorpe, 1992 ; Xie, 1992 ;Goodman et Hout, 1998). Permettant de dis-tinguer des changements dampleur limitequi passaient auparavant inaperus, ils rendent

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    4. Pour des analyses complmentaires du mme type sur laFrance, se reporter Brauns (1998).

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    possible une analyse plus fine et se prtent une interprtation plus prcise. En particulier,ces nouveaux modles remettent en cause cer-taines conclusions antrieurement tires ensuivant la mme voie (Goux et Maurin, 1995,1997), conclusions qui doivent alors tre rexa-mines la lumire de ces nouveaux outils.

    Quelle que soit la mthode danalyse, et au-del de leur spcificit, deux traits gnraux sedgagent des travaux antrieurs.

    Lallongement des tudes fait lunanimitdes analyses prexistantes

    En premier lieu, toutes les recherches enregis-trent pour la France, mais aussi pour bonnombre des pays dvelopps, lallongementgnral des tudes, leur massification. Le ph-nomne est tellement ample, se voit si nette-ment lil nu , sans mthode danalyseparticulire, que ce premier aspect ne sur-prend pas. Par suite de lallongement gnraldes tudes, nombre denfants issus des couchesmoyennes ou des milieux populaires parvien-nent des niveaux, obtiennent des diplmesqui, de fait, taient presque entirement inac-cessibles leur milieu dorigine : le baccalau-rat, luniversit sont ainsi, pour beaucoup dejeunes, des tapes ou des parcours quils sontles premiers de leur famille, de leur parent connatre. Le niveau des connaissancesquapportent les tudes nayant pas baiss(Joutard et Thlot, 1999), cette accessionreprsente une relle forme de dmocratisa-tion. Au sens propre : laccession certainsniveaux ou stades est plus gnrale, moinssocialement slective, plus dmocratique. Lasocit et lconomie dans leur ensemble ytrouvent dailleurs intrt.

    Ainsi, contrairement ce quon lit parfois,lallongement gnral des tudes est, en lui-mme, une forme de dmocratisation, ds lorsque ces dernires ne se transforment pas en monnaie de singe , cest--dire que leniveau des connaissances quelles apportentne baisse pas, et quelles continuent saccompagner sur le march du travaildavantages substantiels risque moins levdtre au chmage, salaires suprieurs ,ce qui est le cas.

    alors que la ralit de la dmocratisa-tion qualitative reste conteste

    Mme sil revt des aspects bnfiques, cetallongement gnral des tudes pourrait ne

    correspondre, on la dit, qu une simple trans-lation vers le haut des niveaux de formation la porte des jeunes originaires des diffrentsmilieux sociaux. Dans un tel cas, les carts dedestine scolaire entre ces jeunes se trouve-raient seulement dplacs vers des diplmesplus levs, mais ils conserveraient une mmeintensit dune gnration lautre. Il y auraitalors massification sans dmocratisationqualitative. Et cest ici le second aspectquexaminent les travaux qui se sont penchssur lvolution historique des ingalitssociales devant lcole. Ils se demandent si, aucours des dernires dcennies et en plus delallongement gnral des tudes, une rduc-tion qualitative des ingalits sest fait jour,qui correspondrait un affaiblissement du lienentre origine sociale et destine scolaire, lac-cs aux diplmes les plus levs slargissantdavantage pour les enfants dorigine socialemodeste qui en taient les plus exclus aupara-vant. Cest l quapparat une divergence dansles conclusions de ces travaux. Si tous saccor-dent sur lampleur modeste de cette ven-tuelle dmocratisation qualitative devant lef-fet, spectaculaire lui, de lallongement gnraldes tudes, certains la tiennent pour rellequoique limite (par exemple Duru-Bellat etKieffer, 1999), alors que dautres la jugentinexistante ou trop faible pour tre significa-tive (par exemple Goux et Maurin, 1995, 1997).

    Quatre modles pour sparer les facteursde lvolution des destines scolaires au fildes gnrations

    Pour apprcier limportance relative delallongement gnral des tudes et de ladmocratisation qualitative, il est ncessairedisoler chacun des facteurs de linteractiondesquels rsulte lvolution des tables dedestine scolaire en fonction de loriginesociale, au fil des gnrations. Ces facteurssont au nombre de trois :

    - lvolution de la structure sociale qui fait queles membres des gnrations rcentes neproviennent pas des mmes milieux sociauxque ceux des gnrations anciennes ;

    - lallongement gnral des tudes ou massifi-cation qui fait que la rpartition selon lediplme sest beaucoup transforme des gn-rations anciennes aux gnrations rcentes ;

    - le lien entre origine sociale et diplme et savariation ventuelle au fil des gnrations :dans chacune, ce lien est exprim par unebatterie de coefficients (les rapports des

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    chances relatives) qui traduisent lavantage(ou le handicap) dont disposent les enfantsdorigine sociale i par rapport ceux doriginesociale i pour la possession du diplme jplutt que celle du diplme j (cf. encadr 2).

    cet effet, des modles statistiques embotset de prcision croissante seront ajusts lasrie des tables de destine scolaire selonlorigine sociale. Chaque modle reprsenteune tape dans la prise en compte progressive,et cumule, des diffrents facteurs : le premiermodle nintgre que le premier facteur(volution de la structure sociale), le secondconjugue les premier et deuxime facteurs(volution de la structure sociale et allonge-ment gnral des tudes), ces deux modlesont en commun de supposer la stabilittemporelle du lien entre origine sociale etdiplme. Enfin, les troisime et quatrimemodles adjoignent aux deux premiersfacteurs lvolution du lien entre originesociale et diplme, le quatrime laissant cette volution davantage de degrs delibert que le troisime. La qualit dajuste-ment de chacun de ces modles permet deconclure limportance relative plus ou moinsgrande des diffrents facteurs.

    Modle 1La structure sociale ayant profondment vo-lu en France au cours des dernires dcen-nies, lorigine sociale des membres des gn-rations successives sest beaucoup modifie(cf. graphiques I et II), et le premier modleconsiste postuler que cela constitue le seulfacteur qui aurait volu dune gnration lasuivante, la dure des tudes et la relationentre milieu dorigine et diplme, elles, ne setransformant pas. Ce modle revient donc supposer que les variations observes dans lestableaux croisant origine sociale et diplmene seraient que le reflet de lvolution de lastructure sociale : parce que les enfants sont,dans les gnrations rcentes, plus souventissus de familles de cadres quautrefois, ilsfont des tudes plus longues. Bien entendu, cemodle est trs loign de la ralit. Il faitdonc office de rfrence destine illustrer cequi se serait pass en labsence dallongementdes tudes et de modification du lien entreorigine sociale et diplme.

    Modle 2Habituel dans ce type danalyse, il postuleque les tableaux croisant origine sociale etdiplme se sont transforms de gnration engnration sous leffet des deux facteurs struc-

    turels (volution de la structure sociale, allon-gement gnral des tudes), la relation entremilieu dorigine et diplme demeurant, elle,inchange. Par rapport au modle prcdent,le modle 2 incorpore donc la massification,mais il ne suppose aucune dmocratisationqualitative, en raison de cette stabilit, dunegnration lautre, du lien entre milieu dori-gine et diplme. Ou, ce qui est quivalent,cest ce deuxime modle qui traduit lideque lallongement gnral des tudes auraitlaiss inchangs les chances et les handicapsrespectifs des enfants des diffrents milieuxface lcole (5). Le modle 2, beaucoup plusriche et plus proche de la ralit que le prc-dent, sajuste assez bien aux observations, desorte quen premire approximation, onconclut souvent que la massification ne sestpas accompagne dune dmocratisation qua-litative ou encore que la massification sansrduction qualitative des ingalits est lephnomne majeur de lvolution.

    Modles 3 et 4Majeur, mais peut-tre pas unique, et cest lquinterviennent les deux autres modlesdanalyse, apparus rcemment dans la littra-ture. Aux deux effets structurels dj prsentsdans le modle 2, ils adjoignent lultime fac-teur dvolution, en autorisant le lien entreorigine sociale et diplme varier dune gn-ration lautre au lieu dtre supposconstant. En plus de la massification querefltait dj le modle 2, les modles 3 et 4sont donc susceptibles de mettre en videnceune dmocratisation qualitative sils sajustentnettement mieux aux donnes que lemodle 2 et si les paramtres supplmentairesestims sinterprtent en ce sens. Le troisimemodle est trs puissant pour identifier unetendance dominante dans lvolution desingalits sociales devant lcole. Il supposeque tous les rapports des chances relativesvarient dans la mme direction dune gnra-tion la suivante : soit quils se rapprochentde 1, ce qui correspondra une dmocratisa-tion qualitative effective, soit quils sen loi-gnent, ce qui sinterprtera au contrairecomme une ingalit croissante. Le quatrimemodle permet ces rapports dvoluer, nonpas de faon uniforme, mais plus diversifie,certains pouvant se rapprocher de 1 et lesautres sen loigner. Plus souple que le

    5. Il suppose en effet la constance temporelle des rapportsdes chances relatives : par rapport aux enfants de milieu dorigine i,les chances quont les enfants de milieu dorigine i dobtenirle diplme j plutt que le diplme j sont rigoureusement inchan-ges au fil des gnrations.

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    Soit g une gnration quinquennale quelconque (parmiNG), i et i deux origines sociales quelconques (parmiNI), j et j deux diplmes quelconques (parmi NJ).On dsigne par mijg leffectif dindividus dorigine sociale iet titulaires du diplme j dans la gnration g ; il sagitplus prcisment dun effectif estim (maximum devraisemblance) sous un modle particulier. Le rapportdes chances relatives ou odds ratio odg mesure, dans lagnration g, la force de lassociation statistique entreles origines sociales i et i et les diplmes j et j :

    odg peut sinterprter comme la mesure de lavantage(ou du handicap) comparatif dont disposent, dans la gnration g, les individus dorigine sociale i, parrapport ceux dorigine sociale i, pour la possessiondu diplme j plutt que celle du diplme j. En particu-lier, odg vaut 1 lorsque cet avantage (ou ce handicap)comparatif est absent, cest--dire dans le cas remar-quable dindpendance statistique entre les originessociales et les diplmes distingus. Le tableau decontingence croisant NI origines sociales avec NJdiplmes, cest un ensemble de nombreux odds ratios(parmi lesquels (NI 1)(NJ 1) sont indpendants) qui permet de dcrire la force et la structure de lasso-ciation statistique entre les deux variables.

    Une proprit importante du rapport des chancesrelatives est quil exprime lassociation statistique ind-pendamment des distributions marginales, cest--direquil est insensible une transformation de la distribu-tion des origines sociales et/ou de celle des diplmes.Par consquent, lodds ratio permet dapprcier la force pure ou intrinsque du lien entre origine socialeet diplme ainsi que son volution ventuelle au fil desgnrations, en laissant de ct ce qui, dans la trans-formation des tableaux croiss, renvoie lallongementgnral des tudes ou au changement de la structuresociale. Cest prcisment lintrt de la modlisationlog-linaire et log-multiplicative des tableaux de contin-gence que de permettre de formuler et dprouver deshypothses relatives aux odds ratios (Bishop, Fienberget Holland, 1975 ; Agresti, 1990 ; Powers et Xie, 2000).Depuis 25 ans, cette technique statistique a t beau-coup utilise dans la recherche internationale sur lamobilit sociale entre gnrations (Goux et Maurin,1997 ; Vallet, 1999). Ses dveloppements rcents sontici appliqus des tableaux de contingence troisdimensions croisant origine sociale (O), diplme (D) etgnration (G).

    Modle 1 : absence dallongement gnral destudes et constance des rapports des chancesrelatives

    Il est facile de vrifier quun tel modle implique :

    Ainsi, le logarithme de chaque odds ratio sexprime enfonction de paramtres qui ne sont pas indics par g, cequi correspond au fait que lassociation statistique entreorigine sociale et diplme est suppose constanteau cours des gnrations. La prsence, au sein du mod-le, des paramtres (autres que ceux, ij, relatifs laliaison entre origine sociale et diplme) garantit que letableau de contingence estim, croisant origine sociale,diplme et gnration, sera identique au tableau observpour les marges correspondantes. En particulier, lesparamtres igOG permettent de prendre en comptela transformation de la structure sociale intervenue aufil des gnrations.

    En rsum, le modle 1 postule que le tableaude contingence croisant origine sociale et diplme nesest transform, au cours du temps, quen raisonde lvolution de la structure sociale et que le lienintrinsque entre les deux variables est rest inchang.Il est estim avec NI(NJ 1)(NG 1) degrs de libertet peut encore tre dcrit comme le modle dindpen-dance statistique entre diplme et gnration, condi-tionnellement lorigine sociale.

    Modle 2 : constance des rapports des chancesrelatives

    De nouveau, un tel modle implique :

    Lassociation statistique entre origine sociale et diplmeest donc suppose temporellement constante.Les para-mtres supplmentaires jgDG prennent dsormais encompte lallongement gnral des tudes, intervenuau fil des gnrations. Le modle 2 postule donc que letableau de contingence croisant origine sociale etdiplme ne sest transform, au cours du temps, quenraison de ce facteur et de lvolution de la structuresociale, alors que le lien intrinsque entre les deuxvariables est rest inchang. Postulant labsence din-teraction entre origine sociale, diplme et gnration,ce modle a t dsign sous le terme de modle de dmocratisation uniforme par Goux et Maurin(1995, 1997). Il est estim avec (NI 1)(NJ 1)(NG 1)degrs de libert.

    Lajout, dans lexpression du modle 2, des paramtres ijgODG conduirait au modle satur qui reproduiraitparfaitement les donnes, mais ne les simplifierait enrien. Les (trs nombreux) paramtres supplmentairestraduiraient alors la variation du lien entre origine socialeet diplme, au fil des gnrations. Les modles log-multiplicatifs qui suivent ont t introduits au cours de ladernire dcennie dans la littrature spcialise et ontlintrt de fournir des expressions parcimonieusesde cette variation.

    Modle 3 : volution uniforme des rapports deschances relatives

    Encadr 2

    LES MODLES STATISTIQUES

    )()()()()( '''' jgigijgjiijgg mLogmLogmLogmLogodLog +=

    ODjiODijODjiODijgodLog '''')( +=

    ODijDGjgOGigGgDjOiijgmLog ++++++=)(

    ODjiODijODjiODijgodLog '''')( +=

    ijgDG

    jg

    OG

    ig

    G

    g

    D

    j

    O

    iijgmLog ++++++=)(

    '''

    '

    gjijgi

    gijijgg mm

    mmod =

    ODijOGigGgDjOiijgmLog +++++=)(

    ou encore

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  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 418

    On peut vrifier quun tel modle implique :

    Le logarithme de chaque odds ratio sexprime commele produit de deux ensembles : lexpression forme desparamtres traduit la forme gnrale indpendantede la gnration de lassociation statistique entre lesorigines sociales et diplmes mis en jeu ; le paramtreg exprime, pour la gnration considre, la forcerelative de cette association. Le modle 3 dcomposedonc le lien intrinsque entre origine sociale et diplmeen une structure gnrale et un paramtre de niveau,caractristique de chaque gnration. Il autorise ainsiune variation de tous les odds ratios dans la mmedirection loignement ou rapprochement de 1 , celle-ciet son ampleur tant traduites par les paramtres g.

    En ralit, seuls (NG 1) paramtres de niveaupeuvent tre estims car lun doit tre fix une valeurconventionnelle. Si lon retient la valeur 1 pour lapremire gnration, on peut dduire de lexpressionprcdente que lestimation, pour une gnrationultrieure, dun paramtre infrieur 1 correspondra un affaiblissement de lassociation statistique entreorigine sociale et diplme (rapprochement des oddsratios de 1) ; inversement, un paramtre suprieur 1sinterprtera comme un renforcement du lien (loigne-ment des odds ratios de 1).

    Estim avec (NI.NJ NI NJ)(NG 1) degrs de libert,ce modle a t introduit par Erikson et Goldthorpe(1992) et par Xie (1992). Il a notamment t utilis parJonsson, Mills et Mller (1996) pour mettre en vidence,sur longue priode, un affaiblissement du lien entreorigine sociale et niveau dtudes atteint en Allemagneet en Sude, alors quaucune tendance claire na putre dcele en Grande-Bretagne. Le mme modlea aussi t employ par Vallet (1999) et a fait apparatreun lent accroissement de la fluidit sociale entre gn-rations en France, de 1953 1993.

    Exprimant, entre deux gnrations, la variation delassociation statistique entre origine sociale et diplmepar un unique paramtre, le modle 3 savre trs puis-sant pour dceler un changement. En effet, siune tendance dominante existe, dans les donnesobserves, au sein des odds ratios, il sera le plus mme de la dtecter. En contrepartie, le mme modlepourra tre un peu fruste dans la description du chan-gement intervenu car, dans la ralit, ce ne sont pasncessairement tous les odds ratios qui se sont modifis

    dans la mme direction.Avantage et handicap proviennentdu fait que, dans ce modle, une mme structure multi-plicative capture la fois lassociation statistique entreorigine sociale et diplme et sa variation temporelle.Au prix dune moindre parcimonie, il est possiblede parvenir une description plus fidle en restreignantla structure multiplicative la seule variation temporelle.

    Modle 4 : volution diversifie des rapports deschances relatives

    Un tel modle implique :

    ce que lon peut encore crire :

    Lassociation statistique entre origine sociale et diplmeest ici dcompose en une partie stable (terme uiijj)et une partie variable selon la gnration (terme viijj),mais limportance relative de ces deux parts dpenddu odds ratio considr, cest--dire des deux originessociales et des deux diplmes mis en jeu. De mme, la direction et lampleur de la variation de lassociationstatistique au fil des gnrations dpendent de loddsratio considr. Cest en ce sens que ce modle, estimavec (NI.NJ NI NJ)(NG 2) degrs de libertet introduit par Goodman et Hout (1998), autorise unevolution diversifie des rapports des chances relatives,certains se rapprochant de 1, les autres sen loignantau fil des gnrations.

    Une tude approfondie du modle permet alorsde prciser ce dernier aspect, selon les valeurs de uiijj,viijj et g . En fixant le paramtre de niveau 1 pourla premire gnration, on dmontre quune dcrois-sance de g correspond un rapprochement du oddsratio de 1, comparativement la premire gnration,dans les trois quarts du plan (u,v ) et condition que greste strictement suprieur 1 (2u / v). partirde cette caractrisation, il est alors possible dvaluer,sur la base des valeurs uiijj, viijj et g estimes, la pro-portion dodds ratios qui, selon la gnration,correspondent un affaiblissement de lassociationstatistique entre origine sociale et diplme. Ce sont cesproportions qui sont indiques dans le corps du texte.

    Les modles utiliss dans cet article ont t estims laide du logiciel LEM dvelopp par JeroenK. Vermunt lUniversit de Tilburg (Pays-Bas).

    Encadr 2 (fin)

    ijgOD

    ij

    DG

    jg

    OG

    ig

    G

    g

    D

    j

    O

    iijgmLog +++++++=)(

    )()()(''''''''

    jiijjiijgOD

    ji

    OD

    ij

    OD

    ji

    OD

    ijgodLog +++=

    )()(''''

    jiijjiijgg

    odLog +=

    u jjiigjjiigodLog '''')( +=

    modle 3, le modle 4 est alors susceptible desajuster plus fidlement aux donnes(cf. encadr 2).

    Ces quatre modles sont embots : si lepremier est vrai, le second lest (mais la rci-proque est fausse) ; si le second est vrai, letroisime lest (mais la rciproque est fausse),etc. On peut donc facilement tester la qualitdajustement des uns par rapport aux autres.

    Cela permet dapprcier, en particulier, cequapportent les troisime et quatrimemodles par rapport au deuxime.

    Le jugement sur ladquation de ces modlesaux donnes est la fois crucial pour linter-prtation quon en tirera, et dlicat en raisonde limportance des chantillons sur lesquelsnous nous fondons. Cette importance estvidemment une assurance de qualit pour

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  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4 19

    les observations (6). Mais on sait que les testsdadquation des modles aux donnes y sont sen-sibles : plus lchantillon est grand, plus les testsusuels, par exemple celui du Khi-deux, condui-sent refuser tout modle quel quil soit (saufle vrai, le rigoureusement vrai, sil existait).

    Ce qui est ici le cas. Aussi est-il habituel, pourcontourner cette difficult, de se fonder surun indicateur qui tienne compte de cet effettaille, et, en mme temps, de ce quon nomme laparcimonie du modle, cest--dire de sa capa-cit tre proche des donnes avec peu de para-mtres. Cest videmment une qualit appr-ciable, pour un modle statistique, de reposersur peu de paramtres, ds lors que les estima-tions auxquelles il conduit sont proches desdonnes : on peut en effet, dans ce cas, reconsti-tuer approximativement les observations peude frais, cest--dire grce peu de para-mtres (7). Certains indices permettent de tenircompte la fois de ladquation du modle (lastatistique de test G2), de sa parcimonie (lie son degr de libert (ddl) : plus ce degr delibert est petit, plus le modle contient de para-mtres) et de la taille de lchantillon (N). Onutilise ici un tel indice, dot de bonnes propri-ts et nomm bic (pour Bayesian InformationCriterion) : bic = G2 (ddl) ln (N).

    Lallongement gnral des tudes est le facteur central de lvolution des destines scolaires

    Cette dmarche trouve son aboutissementdans le tableau 3, o figurent les indices dad-quation des quatre modles, tels quils ont testims sur les 13 tableaux de contingencecroisant, pour les gnrations considres,origine sociale (position du pre) et diplme.On a fait apparatre deux variantes selon lanomenclature des diplmes : soit que leurvaleur est reste stable, soit quelle a diminu.

    Aucun des modles nest admissible, bien quele quatrime le soit presque, mme avecdes chantillons aussi importants, ce qui estun indice de son excellente adquation.Le deuxime modle enregistre un progrsconsidrable par rapport au premier, vers lestables de destine scolaire effectivement obser-ves : pour un degr de libert voisin (mais plusfaible, bien sr), la statistique de test est divisepar 10 et la proportion de personnes malclasses seffondre. Cela confirme quelallongement gnral des tudes est une expli-cation centrale dans lvolution des tables dedestine scolaire en fonction de lorigine sociale.

    mais il sest accompagn dune dmocratisation qualitative

    Est-elle suffisante ? Cest l quintervient lacomparaison entre les modles 2, 3 et 4. Laprocdure de tests embots lgitime puisqueles modles le sont conduit refuser de sentenir au modle 2. On considrera parexemple lanalyse gnrale (hommes etfemmes), avec la nomenclature supposantstable la valeur des diplmes. Si lon admetque le modle 3 est juste, admettre, dans cecontexte, que le modle 2 lest, est refus :la statistique de test 4 107,8 3 442,1 = 665,7excde de beaucoup la borne habituelle, 5 %derreur, dune variable du Khi-deux ayant504 492 = 12 degrs de libert. De mme, etencore plus, pour le modle 4 : si 4 est tenupour vrai, 2 ne peut tre tenu pour vrai. Onretrouve, bien entendu, leffet de la taille, desorte que ce raisonnement, juste en thorie,nest pas absolument probant. Il serait encorejuste si tous les effectifs taient diviss par 10 la statistique de test, divise par 10, seraitencore nettement suprieure la borne ,ce qui laisse entendre que lcart entre lesmodles 2 et 3 et, encore plus, 2 et 4,est considrable. Dailleurs, la proportion depersonnes mal classes au terme de la recons-titution des donnes diminue, en particulier du modle 2 au modle 4.

    Si lon se rfre lindice bic, le modle 4parat en effet nettement meilleur que lemodle 2 : la valeur de lindice qui lui corres-pond est beaucoup plus faible, ce qui signifieque lquilibre entre adquation du modle etmultiplicit des paramtres est nettementmeilleur. Non seulement le modle 4 sajustemieux que le modle 2, ce qui est vident puis-quil lenglobe, mais il savre fcond deconsentir une cinquantaine de paramtresdescriptifs supplmentaires (diffrence entreles degrs de libert des modles 2 et 4) pourraliser ce progrs dans ladquation.

    Le modle 3 est galement meilleur quele modle 2, mais moins nettement. Il ne sap-proche pas du modle 4, ni en qualit dajuste-

    6. Lchantillon est de 240 000 enquts environ, au total, cest--dire toutes gnrations confondues. Sa taille varie entre 3 300personnes pour la gnration 1913-1917 et 36 100 pour la gn-ration 1948-1952.7. En effet, si lobjectif tait de reconstituer les observations avecun modle qui contienne autant de paramtres que lon voulait,il suffirait de retenir le modle satur, celui qui a un paramtrepar case du tableau, auquel cas le modle serait parfait, maisinutilisable car dpourvu dinterprtation.

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  • ment si on suppose que 4 est vrai, 3 ne peuttre tenu pour vrai , ni en quilibre entrecette qualit et sa parcimonie. Il a pour lui,cependant, de se prter une prsentationsimple, puisquil ne fait quajouter 12 para-mtres au modle 2, un paramtre par gnra-tion (en ayant fix celui de lune dentre elles une valeur quelconque). Le profil de cesparamtres au fil des gnrations est dcrois-sant (cf. graphique VII), ce qui signifie que,dans le cadre de ce modle, les rapports dechances ont volu de faon uniforme vers un

    rapprochement de 1, traduisant ainsi une ten-dance laffaiblissement du lien entre originesociale et diplme (cf. encadr 2). Lampleurde cette baisse et le moment o elle est appa-rue seront discuts plus loin (8).

    CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 420

    Tableau 3Indicateurs dajustement des quatre modles

    En supposant stable En supposant une dvalorisation

    Modles la valeur des diplmes des diplmes

    G2 ddl % bic G2 ddl % bic

    Ensemble

    Absence dallongementgnral des tudeset constance des rapportsde chances 48 853,0 576 15,4 41 716,4 41 278,5 480 15,5 35 323,0 Constance des rapports de chances 4 107,8 504 4,1 - 2 136,7 4 778,7 420 4,6 - 432,4 volution uniformedes rapports de chances 3 442,1 492 3,9 - 2 653,7 4 139,9 408 4,3 - 922,3 volution diversifiedes rapports de chances 799,2 451 1,7 - 4 788,6 1 486,4 374 2,6 - 3 153,9

    Hommes Absence dallongementgnral des tudeset constance des rapportsde chances 24 878,6 576 15,0 18 108,5 22 710,9 480 15,6 17 059,1 Constance des rapportsde chances 2 587,4 504 4,6 -3 336,5 2 978,6 420 5,0 - 1 966,8 volution uniformedes rapports de chances 2 190,6 492 4,3 - 3 592,2 2 558,7 408 4,7 - 2 245,3 volution diversifiedes rapports de chances 647,8 451 2,1 - 4 653,1 966,3 374 2,8 - 3 437,4

    Femmes Absence dallongementgnral des tudeset constance des rapportsde chances 25 308,1 576 16,4 18 605,5 19 850,2 480 16,0 14 258,2 Constance des rapportsde chances 2 000,8 504 4,1 - 3 864,0 2 365,1 420 4,6 - 2 527,8 volution uniformedes rapports de chances 1 685,6 492 3,9 - 4 039,5 2 093,1 408 4,4 - 2 660,0 volution diversifiedes rapports de chances 580,1 451 2,0 - 4 667,9 940,1 374 2,9 - 3 417,0

    Lecture : les ajustements sont effectus partir de 13 tables, chacune correspondant une gnration. Puisque les diffrentesgnrations ont t observes plusieurs enqutes, la table propre une gnration est laddition des effectifs de chaque enqute pourcelle-ci. Au minimum (gnrations extrmes), il ny a quune observation puisquelles nont t saisies qu une enqute. Au maximum,il y en a six. Les effectifs sont ceux des chantillons, mais en ayant pris soin de se fonder sur les rsultats pondrs des enqutesramens leffectif rellement enqut (cf. encadr 1). Les effectifs sont les suivants : en supposant stable la valeur des diplmes,240 367 (ensemble), 127 229 (hommes) et 113 138 (femmes) ; en supposant une dvalorisation des diplmes, 244 591 (ensemble),129 911 (hommes) et 114 680 (femmes).

    Cette taille trs importante des chantillons explique qu strictement parler aucun modle ne soit admissible. En effet, les bornes du 2

    sont, pour les degrs de libert figurant dans la 2 e colonne, les suivantes : au seuil de 5 %, 501,2 pour 451 degrs de libert et 419,8pour 374 degrs de libert par exemple. Les valeurs effectives du 2 du rapport de vraisemblance G2 (1re colonne) sont beaucoup plusleves, ce qui conduit refuser ces modles. Mais cela est purement imputable la taille des chantillons. Si elle tait divise par 10par exemple, pour tre de lordre de 25 000 ce qui est une taille usuelle , les modles 3 et 4 seraient admissibles. Do, pour contour-ner cette difficult, le calcul dun indicateur, bic, qui tient compte des trois paramtres G2, ddl et N : bic = G2 (ddl) ln (N). Plus bic estfaible, plus lquilibre entre adquation et parcimonie du modle est bon. Raftery (1995) donne des ordres de grandeur pour choisir entredeux modles : une diffrence de bic de 6 10 conduit prfrer fortement le modle dont le bic est le plus faible ; si elle excde 10,cette prfrence doit tre extrmement forte. Avec une telle rgle, il faut retenir les modles 3 et 4 plutt que le modle 2. est laproportion de leffectif total qui devrait changer de case pour que le tableau estim soit identique au tableau observ : est donc la demi-somme des valeurs absolues des carts, dans chaque case, entre proportions observes et proportions sous le modle.

    Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.

    8. On retrouve ainsi une volution dcele par Smith et Garnier(1986) sur lenqute FQP de 1970. Utilisant un premier modlelog-multiplicatif propos par Goodman en 1979, ils concluaient un dclin notable de la forte association entre profession dupre et diplme le plus lev obtenu parmi les cohortes nesdans les annes quarante . Ils rectifiaient ainsi une conclusionantrieure lie lusage dune mthode statistique insuffisam-ment puissante (Garnier et Raffalovich, 1984).

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 20

  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4 21CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4

    Ainsi, pour dterminant que soit lallonge-ment gnral des tudes dans lvolution desdestines scolaires selon le milieu doriginedepuis le dbut du sicle, il nest pas exclusif :en plus de la dformation de la structuresociale, en plus de lallongement gnral destudes (la massification), conclure unecertaine rduction des ingalits socialesdevant lcole (la dmocratisation qualitative)permet de mieux rendre compte de lvolutionobserve. Il importe toutefois de ne pas perdrede vue que toute interprtation (concrtisepar le modle retenu) nest quapproximative :se contenter du second modle (massificationsans rduction qualitative des ingalits), cestse contenter dune approximation plus grossireque retenir le troisime ou le quatrime.De surcrot, lquilibre entre degr dapproxi-mation et complexit du modle parat, au vudes observations, mieux satisfait avec ces deuxderniers quavec le second.

    Lallongement des tudes explique 74%de la diffrence des destines scolairesentre les gnrations extrmes,et la dmocratisation qualitative, 14%

    titre dexemple quantitatif, on a mesurlcart entre les tables de destine scolaire enfonction de lorigine sociale, relatives aux deuxgnrations extrmes : celle des personnes nesentre 1908 et 1912 et celle des personnes nes

    entre 1968 et 1972. Aprs avoir limin leffetde la diffrence de taille entre ces deux gn-rations, on compare cet effet le nombre depersonnes ayant telle origine sociale et teldiplme dans lune et lautre.

    Lcart est considrable : si les deux gn-rations avaient la mme taille, il faudraitdplacer environ 2 700 000 personnes de lagnration ancienne pour retrouver la distri-bution de la gnration rcente. Ce dplace-ment concernerait alors plus des deux tiers dela gnration (71,4 %) (9). Il est possible de ledcomposer en ses trois lments constitutifs(cf. encadr 3) :- effet de lvolution de la structure sociale :12 % (300 000 personnes environ) ;

    - effet de lallongement gnral des tudes :74 % (2 000 000 personnes environ) ;

    - effet de la dmocratisation qualitative : 14 %(400 000 personnes environ).

    9. Il est mesur par la demi-somme des valeurs absolues descarts...

    o i reprsente lorigine sociale, j le diplme, 0 la premire gn-ration, 1 la dernire, m les effectifs estims sous le modle 4,n les effectifs observs et le point indique la sommation sur lin-dice correspondant. Plus prcisment, on utilise ici, non pas leseffectifs des chantillons, mais ceux-ci extrapols la populationfranaise.

    ji

    ijij mn

    nm

    ,0

    0..

    1..1 )(

    2

    1

    Encadr 3

    DCOMPOSER LCART DE DESTINES SCOLAIRES ENTRE DEUX GNRATIONS(1908-1912 et 1968-1972)

    La faon de raliser cette analyse du dplacement pour proprit remarquable de conserver les rapportsdes chances relatives du tableau initial, on obtient ainsiun tableau deffectifs lij1 qui reprsente ce quon auraitobserv, pour la gnration finale, si seuls lvolutionde la structure sociale et lallongement gnral destudes avaient jou. Il est donc possible de calculerdune part :

    qui sinterprte comme leffet spcifique de la rductionqualitative des ingalits et dautre part :

    qui reprsente leffet combin des deux causes structu-relles (volution de la structure sociale et allongementgnral des tudes). Do un premier rsultat : la rduc-tion qualitative des ingalits reprsente 14 % du mou-vement et les deux effets structurels combins 86 %.

    ji

    ijij mn

    nm

    ,0

    0..

    1..1 )(

    2

    1

    0006422)( 00..

    1..1 = ijij mn

    nl

    2

    1

    , ji

    0004152

    1

    ,11 =

    jiijij lm

    en ses trois composantes nest pas unique et requiertdes conventions car, comme on le sait, les valeursabsolues ne se dcomposent pas aisment. Do ladmarche suivante.

    On commence par estimer le modle dvolution diver-sifie des rapports des chances relatives (modle 4)sur les treize gnrations, ce qui fournit les effectifs mij0(gnration 1908-1912) et mij1 (gnration 1968-1972).Quelle que soit la gnration, ces tableaux ont lesmmes marges que les tableaux observs correspon-dants (mi.= ni. et m.j = n.j). Par lalgorithme RAS, onpeut ajuster aux effectifs mij0 estims pour la premiregnration les marges dorigine sociale et de diplmede la dernire gnration. Puisque cet algorithme a

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 21

  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 422

    Si lon nglige la dmocratisation qualitative,on rend donc compte de presque tout le mou-vement : 86 %, soit 74 % (allongement gnraldes tudes) + 12 % (volution de la structuresociale).

    On peut cependant apprhender limportancede cette rduction qualitative des ingalits encomparant, pour les plus jeunes (gnration1968-1972), la table de destine scolaireestime sous le modle 4 celle que lon auraitobtenue si seuls avaient jou lvolution dela structure sociale et lallongement gnraldes tudes, le lien entre origine sociale etdiplme demeurant, lui, celui de la premiregnration (1908-1912). On value ainsi, pourles diffrentes origines sociales, la transformationdes destines scolaires dont est responsable laseule rduction qualitative des ingalits devantlcole. Ce sont environ 400 000 personnes, soit10 % de la gnration 1968-1972, qui ontaccompli des tudes diffrentes de cellesquelles auraient suivies en labsence de toutaffaiblissement du lien entre origine sociale etdiplme. Cette proportion diffre beaucoupselon le milieu dorigine : il sagit de 50 % desenfants dagriculteurs, de 10 % des enfantsdemploys et douvriers qualifis, et de 7 % 9 % de ceux de cadres, denseignants, dartisansou commerants, et douvriers non qualifis.Tous les milieux sociaux sont donc concerns,mais en premier lieu la paysannerie : cest surtoutparmi les enfants dagriculteurs que le niveaude diplme atteint au terme de la scolarit sestbeaucoup lev, en plus de ce quimpliquait leseul allongement gnral des tudes (10). Enlabsence de tout affaiblissement du lien entreorigine sociale et destine scolaire, dans la

    gnration 1968-1972, environ 110 000 enfantsdagriculteurs supplmentaires auraient dquitter lcole sans diplme ; en ralit, ils ontobtenu, soit un CAP ou un BEP (60 000), soitun baccalaurat (30 000), soit un BTS ou unDUT (20 000). Limpact de la dmocratisationqualitative savre donc trs significatif pourcette catgorie sociale. Sagissant dun jeu somme nulle, ces diplmes plus levs desenfants dagriculteurs exploitants et, unmoindre degr, des enfants douvriers sontcompenss par une moins bonne scolarit quece quon aurait pu attendre, si le lien prvalantau dbut du sicle stait perptu, pour lesenfants de cadres, denseignants, dartisans oucommerants, et demploys (11). Mais cettecompensation est plus diffuse et de moindreampleur : comme on la dj soulign, elle neconcerne, dans ces catgories sociales, quauplus 10 % des enfants, contre la moiti desenfants dagriculteurs.

    Encadr 3 (fin)

    Il reste alors sparer ces deux dernires compo-santes. Pour ce faire, on dcompose lvolution de ladistribution marginale des diplmes entre les deuxgnrations (car la rduction qualitative des ingalitsnaffecte pas cette marge) en calculant dabord :

    qui fournit la distribution par diplme de la derniregnration dans lhypothse o seul leffet de lvolutionde la structure sociale aurait jou. On peut alors calcu-ler dune part :

    qui reprsente prcisment leffet de cette volution etdautre part :

    qui, symtriquement, mesure leffet de lallongementgnral des tudes. Ainsi, dans la combinaison desdeux effets structurels, lvolution de la structure socia-le intervient pour 14 % et lallongement gnral destudes pour 86 %.

    On conclut, laide de ces deux dcompositions successives, que :

    - leffet de rduction qualitative des ingalits reprsente14 % du mouvement,

    - leffet de lvolution de la structure sociale reprsente14 % x 86 %, soit 12 %,

    - leffet de lallongement gnral des tudes reprsente86 % x 86 %, soit 74 %,

    et lon peut enfin appliquer cette structure au dplace-ment global initial (2 700 000 personnes).

    =i i

    ijij m

    mm )(

    0.

    01.1

    000379)(2

    10.

    0..

    1..1 =

    jjj mn

    n

    00032722

    11.1 =

    jjj m

    10. Cependant, les enfants dagriculteurs exploitants ne sont pas, eux seuls, responsables de la tendance laffaiblissement du lienentre origine sociale et diplme. En effet, lorsque les modles 2 et3 sont estims en ignorant cette catgorie sociale, lamliorationquapporte le modle 3 reste fortement significative et le profildcroissant du graphique VII apparat encore, lampleur de la varia-tion ntant que lgrement attnue (le paramtre vaut 0,720 pourla gnration 1968-1972 contre 0,651 dans le graphique VII).11. Selon les estimations issues du modle 4, la dmocratisationqualitative intervenue depuis le dbut du sicle permet, dans lagnration 1968-1972, 100 000 jeunes supplmentaires demilieux modestes (enfants dagriculteurs exploitants, de contre-matres et ouvriers qualifis, ou douvriers non qualifis et agri-coles) dtre titulaires du baccalaurat ou dun diplme de len-seignement suprieur. Puisque la dmocratisation qualitative,apprhende comme une modification des rapports deschances relatives, naffecte pas la distribution gnrale desdiplmes, ce gain en diplmes plus levs (ou cette diminutiondu handicap) doit tre compense par une perte quivalente (ouun amoindrissement de lavantage) pour les autres catgoriessociales. Do lexpression jeu somme nulle .

    003-032 Rduction ingalit 09/10/2000 9:35 Page 22

  • CONOMIE ET STATISTIQUE N 334, 2000 - 4 23

    Graphique VIILien entre origine sociale (position du pre) et diplme sous le modle dvolution uniforme desrapports de chances (1)

    0,500

    0,600

    0,700

    0,800

    0,900

    1,000

    1,100

    1,200

    Gnration quinquennale 19 ...

    Valeur du paramtre log-multiplicatif

    Ensemble - Diplme stable (1 code DIPL7) - N=240 367

    Ensemble - Diplme qui se dvalue(2 code DI4) - N=244 591

    08-12 13-17 18-22 23-27 28-32 33-37 38-42 43-47 48-52 53-57 58-62 63-67 68-72

    er

    e

    1. Lchantillon considr ici a un effectif total de 240 367 individus (en supposant stable la valeur des diplmes) et de 244 591 indivi-dus (en supposant une dvalorisation des diplmes). Pour le champ et la source, on se reportera lencadr 1.Lecture : en supposant stable la valeur des diplmes, le lien entre position du pre et diplme saffaiblit de 1 (gnration 1908-1912) 0,651 (gnration 1968-1972).

    Cest dans laprs-guerre que la dmocra-tisation qualitative a jou plein

    Il est possible de prciser le profil temporelde cette rduction des ingalits. Quand oncontraint la variation des rapports des chancesrelatives tre unique dune gnration lasuivante (modle 3), le profil dvolution estnettement orient la baisse. Le coefficientqui rsume leur tendance passe de 1 (valeurconventionnelle pour la gnration 1908-1912) et mme 1,127 pour la gnration sui-vante 0,651 (gnration 1968-1972), soit untaux moyen, obtenu par ajustement, de 0,8 % par an sur ces 60 ans. En ralit, labaisse nest pas rgulire (cf. graphique VII).Elle se produit surtout partir de la gnrationne entre 1938 et 1942, donc pour les gnra-tions qui ont connu la scolarit daprs-guerre : durant les annes 50 et 60, lcole afonctionn de faon moins ingalitaire. Uncertain essoufflement de la dmocratisationqualitative est ensuite enregistr pour lesgnrations nes entre 1953 et 1967, comme silallongement de la scolarit jusqu 16 ans(effectif en 1969), lentre gnralise en 6e

    (quasi effective en 1971) et, en fin de priode,la cration du collge unique, ne staient pastraduits par un surcrot dgalit des chances.Ce nest que pour la dernire gnration, neentre 1968 et 1972, qui a connu non seulementlentre gnralise en 6e, mais aussi le mouve-ment vers le collge parcouru par tous, puis

    vers le lyce de masse, que la tendance voirles ingalits dcliner au-del de lallonge-ment gnral des tudes reprend. Pour exami-ner si cette reprise de laffaiblissement du lienentre origine sociale et destine scolaire estdurable, on ne peut se fonder sur des gnra-tions plus rcentes, du moins si lon retient unenomenclature dtaille des diplmes, puis-quelles nont pas achev leurs tudes. Mais lesuivi de cohortes dlves par le ministre delducation nationale permet de constater quela tendance la dmocratisation qualitative destudes, au moins secondaires, a effectivementrepris : laccs au baccalaurat est aujourdhuinettement moins ingalitaire quil y a dix ans, etcela reste vrai si on se limite au baccalauratgnral, et mme au baccalaurat scientifique(cf. encadr 4).

    Au lieu de contraindre les rapports deschances relatives varier dans la mme direc-tion (modle 3), on peut leur laisser une plusgrande latitude dvolution (modle 4).Lajustement de ce dernier modle est nette-ment meilleur que celui du modle 3, preuveque tous les rapports des chances relativesnont pas tendu varier dans la mme direc-tion. Une analyse dtaille des contraintesquimpose le modle 4 et des estimations desrapports de chances auxquelles il aboutitmontre que, selon la gnration, 62 71 %dentre eux se sont rapprochs de 1 et traduisentainsi un affaiblissement du lien entre origine

    003-032 Rduction ingalit 09/10