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Le poids de l’origine socioculturelle des élèves et de leur environnement scolaire sur leurs aspirations d’études supérieures : les bases d’une comparaison internationale

The influence of students’ sociocultural background and their school environment on their post-secondary educational aspirations: bases of an international comparison
Vincent Dupriez, Christian Monseur and Maud Van Campenhoudt

Abstracts

The first goal of this research is to assess, for each OCDE country, the influence of pupils’ sociocultural background on educational aspirations. The second goal is to assess if, after controlling for educational achievement, the residual influence of sociocultural background is again significant. Later, we analyze, for this group of countries, if sociocultural and academic characteristics of school composition have an additional impact on educational aspirations. Finally, differences between countries according to these analyses are discussed.

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Full text

Introduction

1La question de l’accès à l’enseignement supérieur est au cœur des enjeux éducatifs dans la plupart des pays du monde. Cette problématique se pose parfois en termes de volume d’accès à ce niveau d’enseignement. Mais elle peut également être posée en termes d’inégalités sociales d’accès à l’enseignement supérieur. C’est en particulier cette dernière question qui sera étudiée dans ce texte, à travers l’analyse des aspirations d’études formulées par des jeunes de l’enseignement secondaire, vers l’âge de 15 ans.

2Dans ce texte, on s’intéressera en particulier aux facteurs sociaux qui affectent les aspirations d’études, exprimées par des jeunes de l’enseignement secondaire. Cette dimension sociale du processus de construction des aspirations a bien entendu été soulignée dans les travaux sociologiques qui inspirent l’essentiel de cet article, mais cette dimension est également présente dans les recherches en psychologie de l’orientation qui ont depuis longtemps acté l’importance de l’environnement familial et du contexte de scolarisation sur les aspirations formulées par les jeunes. Notre revue de la littérature fera d’ailleurs apparaître qu’il existe une perméabilité importante entre ces deux domaines de recherche. Dans cette recherche, la dimension sociale du processus de construction des aspirations sera analysée à trois niveaux différents, qui correspondent aux trois objectifs de cet article. Le premier niveau, principalement étudié par les sociologues, renvoie à l’analyse de l’influence de l’origine socioculturelle des familles sur les aspirations d’études. Le second niveau s’intéresse à l’influence de l’environnement scolaire et notamment des pairs fréquentés à l’école sur de telles aspirations. Enfin, les variations entre les pays au regard de l’influence de l’origine socioculturelle des familles et du poids de l’environnement scolaire seront analysées et discutées en fonction de caractéristiques structurelles des systèmes éducatifs, en particulier le recours à des filières de formation au cours de l’enseignement secondaire inférieur.

3Après une brève revue de la littérature sur cette question, nous présentons la base de données (PISA, 2003) qui a permis de tester nos hypothèses dans 28 pays appartenant à l’OCDE et les choix méthodologiques opérés. Les résultats de ces analyses sont ensuite présentés et discutés.

État de la question

Influence de l’origine sociale et culturelle

4Depuis de nombreuses années, de multiples recherches ont largement documenté la relation empirique qui existe entre l’origine sociale des élèves de l’enseignement secondaire et leurs aspirations d’études et de profession. Ces recherches ont à vrai dire mis en évidence un tissu de relations complexes qui se nouent, et qui évoluent avec l’âge, entre l’origine sociale, les parcours éducatifs et l’expression des aspirations. Les psychologues de l’orientation, en particulier, ont mis en évidence que l’influence de l’origine sociale sur les aspirations s’accroît à l’adolescence, à un moment où l’expression des aspirations d’études et de profession se détache d’une logique idéaliste pour progressivement prendre en compte des données plus pragmatiques. La sociologie de l’éducation a pour sa part attiré l’attention sur un système complexe de variables qu’il convient de prendre pleinement en considération si l’on veut saisir adéquatement l’influence de l’origine sociale sur les aspirations d’études et/ou les parcours éducatifs effectifs. En effet, en avançant dans leur scolarité, les élèves tendent à se différencier de plus en plus dans leurs parcours scolaires et leurs compétences scolaires effectives. Ces variables, elles-mêmes influencées par la position sociale des élèves, deviennent progressivement les meilleurs prédicteurs des parcours scolaires futurs et des aspirations d’études. À un stade avancé du parcours éducatif, à l’université par exemple, le poids de ces variables scolaires peut d’ailleurs devenir tellement important qu’il en vient même, potentiellement, à masquer l’influence de l’origine sociale. La configuration des relations entre l’origine sociale, les aspirations d’études (et/ou de profession) et les performances scolaires semble ainsi évoluer en fonction de l’âge des élèves et des étapes du système éducatif. C’est ce système complexe de relations que nous allons quelque peu décrire ci-dessous, en nous intéressant d’abord aux travaux des psychologues de l’orientation et, ensuite, des sociologues de l’éducation.

  • 1 Ces pays sont les États-Unis, la Norvège, l’Espagne, Hong-Kong, la Corée, la Thaïlande, la Grèce, (...)

5Dumora (1998, 2004) s’est intéressée à l’évolution de la relation entre les aspirations professionnelles et les professions des parents de jeunes élèves français à quelques années d’intervalle. Elle observe ainsi que les intentions professionnelles exprimées par des jeunes de 11/12 ans renvoient pour l’essentiel à des professions relativement prestigieuses (vétérinaire, professeur, médecin, actrice, infirmière, etc.). De tels choix sont largement indépendants des professions des parents et semblent plutôt participer d’un univers enfantin et d’un rapport très idéalisé et désincarné à une profession future. Dumora (2004) parle, à propos de cet âge, d’une fiction professionnelle, qui entretient le mythe d’un accès ouvert à toutes les professions. Ce n’est que plus tardivement que les adolescents vont passer du mythe à la norme, et vont progressivement incorporer dans leur raisonnement des données objectives relatives à leur position sociale, à leur parcours et à leurs performances scolaires. Ils basculent alors de l’espace des possibles à l’espace du probable (Dumora, 1990, en référence à Bourdieu, 1974). Autrement dit, leurs aspirations vont progressivement prendre en considération les probabilités objectives de leur réalisation, ce qui va se traduire, chez les jeunes de milieux défavorisés, par des formes de renoncement subjectif à des études ou des professions peu courantes pour des jeunes de milieux populaires. C’est dès lors à ce moment que les perspectives de professions et d’études se différencient en fonction des résultats scolaires des élèves et du capital culturel de leurs familles, en particulier le diplôme des parents. Buchman et Dalton (2002) illustrent bien dans leur étude comparative portant sur les aspirations d’études exprimées par des jeunes de 13/ 14 ans dans 12 pays différents1 le poids de l’origine socioculturelle à cet âge : dans tous les pays étudiés, la durée des études supérieures envisagées par les jeunes est influencée de manière statistiquement significative (au seuil de .01) par le diplôme des parents, même si d’importantes différences existent entre les pays (cette relation est la plus forte en Allemagne et la plus faible aux États-Unis). Il semble donc bien qu’il y ait avec l’entrée dans l’adolescence une évolution vers une réflexion plus « probabiliste » d’anticipation subjective des probabilités d’accès à certaines études et professions (Dumora, 1990). C’est à partir du moment où le jeune adopte une telle posture que le poids de l’origine sociale sur les aspirations d’études (et de profession) se manifeste clairement. Cela rejoint également les conclusions de Gottfredson (1981) puisque selon cette dernière, le jeune prend, au fur et à mesure de son expérience scolaire, de plus en plus conscience de ce qui limite son choix. Vers l’âge de 13 ans, l’élève en vient à circonscrire ses perspectives professionnelles futures en fonction de deux axes : le degré de masculinité-féminité et le degré de prestige associé aux professions. Autrement dit, selon elle, un enfant rejettera certaines professions parce qu’il les juge peu adéquates pour son sexe et/ou par rapport à son milieu social.

6À partir de cet âge de 13/14 ans, où les inégalités sociales d’aspirations semblent manifestes, plusieurs voies d’appréhension se présentent au chercheur et renvoient à des objectifs de recherche distincts, même s’ils sont complémentaires. Le chercheur peut d’une part se concentrer sur les inégalités (brutes) d’aspirations entre les groupes sociaux et faire apparaître de la sorte des différences dans les aspirations exprimées qui varient en fonction du capital culturel des familles (le plus souvent, c’est le diplôme des parents qui est pris en considération en tant qu’indice de capital culturel) ou de leur capital économique (les revenus, par exemple). Mais, le chercheur peut aussi choisir d’évaluer les inégalités sociales qui demeurent après avoir pris en considération les différences de performances scolaires entre élèves (sans oublier, bien entendu, que ces différences de performances sont elles-mêmes influencées par l’origine sociale). Une telle analyse a été menée dans un certain nombre de systèmes éducatifs et renvoie à ce que les sociologues qualifient généralement d’autosélection d’origine sociale, soulignant de la sorte que les différences d’aspirations évaluées ne s’expliquent pas (ou pas uniquement) par les différences de compétences effectives entre élèves, mais renvoient à un processus d’autosélection (ou de renoncement aux voies de formation les plus prestigieuses), indépendant des compétences scolaires. En France, Duru-Bellat (2002) constate, par exemple, que les orientations postsecondaires se font différemment selon le milieu social d’appartenance, à baccalauréat pourtant identique. « Ainsi, avec un baccalauréat scientifique obtenu à l’heure ou en avance [...] plus de la moitié des fils de cadres (contre 30,5 % pour les filles) s’orientent en classe préparatoire aux grandes écoles, ce qui n’est le cas que de 20,8 % des fils d’ouvriers (et 9,3 % des filles) » (Duru-Bellat, 2002, p. 88).

7Mais, plus on s’intéresse à une étape avancée du parcours éducatif, plus on risque de constater une influence prédominante des facteurs scolaires (les options ou filières suivies, les scores à des épreuves standardisées, etc.), comme source d’influence sur les aspirations d’études, les choix ou les parcours effectifs des jeunes. Une recherche récemment menée en France (Nakhili, 2005) montre en tout cas qu’à l’issue de la classe de terminale, les caractéristiques scolaires des jeunes (degré de réussite et série du baccalauréat) expliquent 29 % de la variance relative aux études supérieures visées (variable continue rendant compte du nombre d’années d’études supérieures nécessaires). L’incorporation dans le modèle de variables relatives au sexe, à l’origine sociale et à l’origine migratoire n’explique à cet âge que 2,4 % de variance en plus. Enfin, la prise en compte des pairs fréquentés dans l’école permet à son tour d’expliquer 1 % de variance additionnelle.

  • 2  Nous disons volontairement scolaires et non supérieures puisque dans cette étude, les enquêtés pou (...)

8Au Canada, une recherche récente (Direction générale de la politique sur l’apprentissage, Politique stratégique et planification, Ressources humaines et Développement des compétences Canada, mai 2004) effectuée à partir des données PISA et des données de l’EJET (Enquête auprès des jeunes en transition) montre qu’à 15 ans déjà, les aspirations scolaires2 (variable continue rendant compte du nombre d’années d’études nécessaires) sont fortement liées à ce que les auteurs nomment le « rendement scolaire » (le programme scolaire suivi, les résultats en lecture, le temps consacré aux devoirs, etc.). En effet, le rendement scolaire explique 29,9 % de la variance relative au niveau scolaire visé. L’insertion dans le modèle de variables liées aux « expériences scolaires » (la confiance des élèves en leur capacité de réussite scolaire, leurs représentations à propos de l’importance que revêtent les études pour l’obtention d’un emploi, etc.) accroît la variance expliquée de 7,4 %. Enfin, lorsque les auteurs ajoutent des variables relatives au rôle des parents telles que l’encouragement parental par rapport à la réalisation d’études supérieures, les ressources financières de la famille, le niveau d’instruction des parents, etc., la part de variance expliquée augmente encore de 3,7 %.

9En somme, on peut donc constater à partir de l’adolescence une relation statistiquement significative entre la position sociale des familles et les aspirations des jeunes. Là où le phénomène a été étudié, il semble que dès l’âge de 13/14 ans, le capital culturel des familles exerce une double influence sur les aspirations : de manière indirecte à travers la relation entre le capital culturel et les performances scolaires (qui influencent elles-mêmes les aspirations) et de manière directe à travers le processus qualifié d’autosélection d’origine sociale.

10D’un point de vue théorique, au-delà des régularités statistiques constatées, la question de l’interprétation de telles différences entre milieux sociaux est au cœur des travaux de la sociologie de l’éducation et d’un débat déjà ancien entre la thèse de Bourdieu et celle de Boudon. Pour Bourdieu et la sociologie de la reproduction, les aspirations d’études sont l’expression de dispositions socialement acquises, en fonction de la position des familles. Dans ce sens (Bourdieu, 1979), les aspirations d’études renvoient à du capital culturel institutionnalisé (le diplôme des parents), mais aussi à du capital culturel incorporé (l’habitus, en tant que dispositions durables façonnant une manière de penser, d’être et d’agir), liés tous deux à la position sociale objective des familles. Dans le domaine des processus d’orientation scolaire, en référence à un tel schéma, Dumora (1998) et Duru-Bellat (1995) montrent bien combien les aspirations s’inscrivent dès l’adolescence dans une « causalité du probable » (cf. Bourdieu, 1974), les espérances subjectives des jeunes s’ajustant de la sorte à leurs probabilités objectives de réussite. Boudon (1973) s’oppose à un tel schéma théorique et propose de lire ces mêmes régularités statistiques comme la résultante globale de la somme des choix rationnels des individus, qui, en fonction de leur position sociale, n’évaluent pas de la même manière les coûts, risques et bénéfices liés à la poursuite des études.

11Par ailleurs, soulignons également – et nous y serons attentifs dans nos propres analyses empiriques – que la plupart de ces recherches, ayant documenté la relation empirique qui existe entre l’origine sociale des élèves de l’enseignement secondaire et leurs aspirations d’études, traitent simultanément des différences d’aspirations en fonction du genre. Il en ressort que, dans la grande majorité des situations, les filles ont aujourd’hui des aspirations plus fortes que les garçons en matière d’études supérieures ou universitaires.

Influence de l’environnement scolaire

12Mais, au-delà de l’influence des caractéristiques socioculturelles individuelles, cette recherche a également pour objectif d’appréhender l’influence de l’environnement scolaire. Si certaines recherches menées aujourd’hui dans le domaine des orientations scolaires et des aspirations d’études prennent en compte une telle influence, il convient d’acter la diversité des indicateurs mobilisés et des interprétations proposées. C’est en particulier l’influence des pairs qui a été étudiée.

13À ce propos, les psychologues ont tendance à se référer à une perspective contextuelle (Krumboltz, 1979 ; Dumora, 2004) et renvoient notamment à des processus psycho-sociaux d’identification et de socialisation par les pairs. En psychologie toujours, la théorie de la comparaison sociale a également été mobilisée (Marsh, 1991 ; Dijkstra, Kuyper, van der Werf, Buunk, & van der Zee, 2008) principalement pour rendre compte des processus de comparaison intra-groupe et de leur influence sur le concept de soi ou la perception de soi dans le domaine académique (academic self concept). Dans beaucoup de recherches en sociologie et en sciences de l’éducation, cette influence des pairs est appréhendée comme une variable distincte et complémentaire à l’influence de l’origine socioculturelle des familles. Plusieurs chercheurs (Nakhili, 2005 ; Buchman & Dalton, 2002) construisent alors le débat en opposant des facteurs individuels (les performances scolaires, l’origine sociale, des variables motivationnelles, etc.) à des facteurs scolaires, tels que notamment les autres élèves présents dans l’établissement.

14D’un point de vue théorique, un des auteurs qui a le plus spécifiquement traité cette thématique est Bill Law (1981), à travers la théorie des interactions communautaires. Il suggère cinq voies d’influence des proches qui vont influencer l’image de soi des individus et, simultanément, la représentation qu’ils se construisent de leur avenir scolaire et professionnel. À vrai dire, Law considère que ces interactions se déploient dans différents espaces, tels que la famille, l’école ou d’autres lieux de socialisation. Dans le raisonnement développé ici, c’est toutefois en particulier pour penser l’influence des autres élèves de la classe et de l’école que nous le mobilisons. Ces voies d’influence correspondent aux attentes, au feedback, au soutien de l’entourage, au modelage (des modèles auxquels on peut s’identifier) et aux sources d’information. Si chacune de ces voies aide sans doute à comprendre pourquoi, à un âge où l’adolescent cherche à préciser ce qu’il veut faire de sa vie, le groupe exerce une influence sur lui, on notera que les deux derniers processus, les sources d’information et le modelage, sont sans doute les paramètres les plus pertinents pour saisir l’influence du groupe sur la formation des aspirations professionnelles. En effet, on peut faire l’hypothèse qu’une différence majeure entre un élève qui fréquente une école « favorisée » ou « défavorisée », va porter sur les informations et réseaux sociaux dont l’élève va disposer, au moment d’envisager d’éventuelles études supérieures. De même, il bénéficiera d’une plus grande pluralité de modèles professionnels (à travers les parents des autres élèves, notamment) s’il côtoie dans son école une telle diversité de milieux sociaux. Notons à ce propos que si l’analyse de Law est pertinente, on peut faire l’hypothèse que l’influence (positive) des pairs sur les aspirations sera davantage liée aux ressources sociales et culturelles des pairs qu’à leur niveau scolaire.

15Notons également la présence d’une vaste littérature relative à l’influence des pairs non pas sur les aspirations des élèves, mais sur leurs performances scolaires. Nous retiendrons de ce champ de recherche l’importance de distinguer un effet de composition d’un effet de pairs. L’effet de pairs renvoie stricto sensu à l’influence spécifique des autres élèves de la classe ou de l’école, toutes choses égales par ailleurs. Et les recherches expérimentales réalisées sur cette question ont tendance à montrer qu’en moyenne, si les conditions d’enseignement sont identiques, l’influence des pairs sur les performances des élèves est non significative (Slavin, 1987 ; 1990) ou extrêmement ténue.

16L’effet de composition (Thrupp, Lauder, & Robinson, 2002 ; Dumay & Dupriez, 2009) est un terme utilisé dans les recherches corrélationnelles menées dans un environnement naturel ; il renvoie au fait qu’en milieu naturel, les conditions éducatives ne sont jamais identiques, et que la mesure de la composition d’une école ou d’une classe est un indicateur qui apporte simultanément deux informations : une information relative aux pairs eux-mêmes et à l’influence qu’ils peuvent exercer sur un élève, mais aussi une information relative à l’environnement éducatif dont on sait qu’il co-varie (en termes de curriculum réel, de climat, de temps d’apprentissage, etc.) avec les caractéristiques des élèves scolarisés. L’effet de composition est donc plus large que l’effet de pairs, et susceptible d’exercer sur les élèves une influence plus grande, dans la mesure où il prend en considération tant l’influence directe des pairs que l’influence indirecte de pratiques éducatives qui co-varient avec les caractéristiques des pairs.

17Dans l’étude empirique présentée ci-dessous, même si l’indicateur utilisé correspond aux caractéristiques des pairs (les élèves de la même école), nous utiliserons le terme d’effet de composition ou effet de l’environnement scolaire, pour attirer l’attention du lecteur sur le fait que le niveau des pairs peut être révélateur de phénomènes plus larges.

Rôle joué par le contexte institutionnel

18À notre connaissance, très peu d’études sur la question de la construction sociale des aspirations d’études (et/ou de professions) ont comparé à large échelle des données issues de différents pays ou systèmes éducatifs. L’article de Buchmann et Dalton (2002) est le seul que nous ayons répertorié dans les revues scientifiques internationales. Leur recherche est conduite à partir d’une analyse secondaire de la base de données TIMSS (Trends in International Mathematics and Science Study) de 1995 et porte sur des échantillons représentatifs d’élèves de plus ou moins 13 ans, dans 12 pays de l’OCDE. Ils s’intéressent en particulier à la relation entre la structure du système éducatif (logique de différenciation précoce à travers le recours à des filières dans le secondaire inférieur versus logique d’intégration à travers un large tronc commun de cours dans le secondaire inférieur) et l’influence de l’opinion (perçue) des amis proches de chaque élève sur ses aspirations d’études. Et ils constatent que l’opinion des pairs n’exerce une influence sur les aspirations d’études que dans certains pays, en particulier ceux qui sont caractérisés par une structure éducative non différenciée (à savoir les USA, la Norvège, l’Espagne, Hong Kong, la Corée et la Thaïlande). Ils l’interprètent en suggérant que dans les systèmes éducatifs différenciés (tels l’Allemagne par exemple), le classement des élèves a déjà été opéré et leurs aspirations sont essentiellement influencées par la filière dans laquelle ils sont. Dans les systèmes éducatifs à différenciation plus tardive, les élèves sont par contre davantage attentifs à divers signaux qui viennent de leur environnement, notamment l’opinion de leurs amis proches. Ces résultats sont certes intéressants, mais la manière dont la variable « pairs » est appréhendée (à travers un seul item « Mes amis pensent que c’est important pour moi de bien travailler à l’école en mathématiques ») nous semble assez limitée et par ailleurs théoriquement très différente de ce qui va nous intéresser ici, l’influence de la composition de l’établissement.

19Si l’influence de la composition de l’établissement sur les aspirations d’études et les inégalités sociales d’aspirations d’études ont très peu fait l’objet de comparaisons internationales systématiques, il vaut la peine de mentionner que de très nombreuses études comparées ont par contre porté sur la relation entre la structure des systèmes éducatifs et les inégalités sociales dans les performance scolaires. Les résultats de telles recherches se recoupent très largement (cf. Hanushek & Woessmann, 2006 ; Dupriez, Dumay, & Vause, 2008 ; Mons, 2007 ; Monseur & Crahay, 2009 ; Gorard & Smith, 2004) et peuvent aujourd’hui être considérés comme stabilisés dans la littérature scientifique. Il apparaît clairement que les systèmes scolaires organisant des filières de manière précoce (et caractérisés par d’importantes différences de composition entre écoles comme c’est le cas en Allemagne, Autriche, Hongrie, Suisse, République tchèque, etc.) accroissent les différences de scores entre élèves, tout en renforçant le déterminisme social mesuré par la corrélation entre la performance scolaire et l’origine sociale. Les inégalités sociales de performance mesurées vers la fin de l’enseignement obligatoire sont, dès lors, plus grandes dans de tels systèmes éducatifs. Dans cette recherche, nous évaluerons si de telles différences dans la structure des systèmes éducatifs ont également une influence sur les inégalités sociales d’aspirations et sur l’impact de l’environnement scolaire face aux aspirations d’études.

Méthode

  • 3  Au regard de cette classification, les programmes de niveau 5A sont des programmes d’enseignement (...)

20La présente recherche se centrera sur l’analyse des aspirations d’études, et en particulier sur les aspirations d’études que nous qualifierons de niveau « universitaire » (plus précisément, il s’agit des niveaux 5A et 6 de la classification internationale CITE3). La principale variable dépendante mobilisée dans cette recherche sera dès lors une variable dichotomique : la personne interrogée envisage-t-elle, ou pas, de réaliser des études de niveau « universitaire » ? Toutefois, vu le périmètre et le statut de l’enseignement universitaire qui varie également d’un pays à l’autre, il nous a semblé judicieux, pour certains de nos modèles d’envisager une variable dépendante complémentaire, de nature également dichotomique : la personne interrogée envisage-t-elle, ou pas, de réaliser des études postsecondaires (niveaux 5A, 5B et 6 de la classification internationale CITE) ?

21En relation avec cette variable dépendante, les objectifs poursuivis dans cette recherche sont les suivants :

  • évaluer la relation entre l’origine socioculturelle des élèves et leurs aspirations d’études « universitaire » (1a) ; évaluer cette même relation après avoir contrôlé le niveau de compétences scolaires des élèves, ce qui correspond à une évaluation de la présence éventuelle et de l’ampleur de l’autosélection d’origine sociale (1b) ;

  • évaluer l’influence de la composition de l’école sur les aspirations d’études des élèves, après avoir pris en considération l’origine sociale des élèves et leurs compétences scolaires (2) ;

  • identifier l’influence de la structure institutionnelle des systèmes éducatifs étudiés sur les variations entre pays apparues par rapport aux objectifs (1) et (2).

Données

22Cette recherche a été menée en s’appuyant sur une analyse secondaire de la base de données PISA 2003. Les analyses ont été réalisées sur l’ensemble des pays de l’OCDE, excepté le Mexique et la Turquie. Ces deux pays n’ont pas été retenus, car contrairement à tous les autres pays de l’OCDE, une importante proportion de jeunes de 15 ans (46 % en Turquie et 42 % au Mexique) n’est plus scolarisée à cet âge, ce qui rend les données de ces pays difficilement comparables aux autres.

23PISA fixe à 150 établissements et à 35 élèves par établissement la taille des échantillons nationaux. Les pays qui comptent moins d’établissements que ces minimaux ont donc procédé à un recensement des écoles, voire même des élèves comme au Luxembourg. Il convient toutefois de garder à l’esprit l’unité d’échantillonnage utilisée par les différents pays lors de l’interprétation d’analyses hiérarchiques ou multiniveaux. Ainsi, dans certains systèmes éducatifs, les élèves de 15 ans se répartissent dans des établissements d’enseignement secondaire inférieur et dans des établissements distincts d’enseignement secondaire supérieur alors que dans d’autres systèmes, ces deux niveaux d’enseignement sont offerts dans chaque établissement. Dans certains pays, des unités spécifiques au sein des établissements et non des établissements ont été échantillonnés. Ainsi, en Autriche, en Hongrie, en Italie, au Japon, et en République Tchèque, les établissements dispensant plus d’un programme d’enseignement ont été scindés en unités dispensant chaque programme. De tels choix méthodologiques, qui se justifient sur le plan de la théorie de l’échantillonnage, affectent toutefois la décomposition de la variance entre les niveaux écoles et élèves, de même que les caractéristiques des pairs sélectionnés au sein de « l’établissement ». Il est donc important de garder en mémoire cette différence entre les pays au moment où nous interpréterons les résultats de nos analyses.

Variables

  • 4 Economic, Social and Cultural Status (ESCS). Cette variable est un indice composite construit à par (...)

24Deux variables critères sont utilisées dans cette recherche : (i) la dichotomie « Aspirer à poursuivre (ou non) des études des niveaux 5A et 6 de la classification internationale CITE (études que nous qualifierons d’“universitaires”) » et (ii) la dichotomie « Aspirer à poursuivre (ou non) des études supérieures ». Quatre variables indépendantes ont été retenues : (i) le sexe de l’étudiant, (ii) l’indice ESCS4 qui représente, dans PISA, un indice composite relatif à l’origine sociale, économique et culturelle de la famille de l’élève, (iii) sa performance en mathématiques (PV1MATH) et (iv) sa performance en lecture (PV1READ). Les trois variables continues (à savoir ESCS, PV1MATH et PV1READ) ont été standardisées en accordant à chaque pays le même poids.

25En outre, la moyenne des scores des variables ESCS et PV1MATH ont été calculées par établissement et seront mobilisées dans les modèles relatifs à l’influence de la composition de l’établissement. Pour les analyses centrées sur les pays (troisième objectif), nous mobilisons quatre variables relatives au degré de différenciation au sein des systèmes éducatifs. Ces variables sont (i) l’âge à partir duquel des filières d’études sont proposées, (ii) le pourcentage d’élèves de 15 ans qui ne sont plus dans l’enseignement général, (iii) le pourcentage de la variance de la performance en mathématiques qui se situe entre établissements et enfin (iv) le pourcentage de la variance du niveau socio-économique et culturel des élèves qui se situe entre établissements.

26Toutes les analyses ont été conduites en pondérant les données en accord avec la méthodologie recommandée par PISA. Les erreurs-types des modèles logistiques ont été estimées en recourant aux méthodes de rééchantillonnage adoptées par PISA (méthode de Fay). Par contre, les erreurs-types des modèles hiérarchiques proposés par SAS ont été utilisées. De par l’effet des variables de stratifications utilisées par les différents pays, les erreurs-types proposées par SAS dans les modèles hiérarchiques peuvent être légèrement surestimées.

Résultats

Inégalités sociales d’aspirations d’études

27Dans un premier temps, nous avons évalué la relation entre l’origine socioculturelle des élèves (ESCS) et leurs aspirations d’études « universitaires » au sein des 28 pays de la base de données (cf. tableau 1). Concrètement, nous avons introduit dans le premier modèle de régression logistique la variable Genre et la variable ESCS. Nous constatons que l’origine socioculturelle influence les aspirations d’études « universitaires » dans les 28 pays concernés puisque les odds ratio de la variable ESCS sont tous significatifs. En outre, ces odds ratio étant tous supérieurs à 1, nous pouvons affirmer que dans tous les pays concernés, plus le milieu social d’un jeune est élevé, plus il aura tendance à souhaiter faire des études « universitaires ». Les pays étant classés par ordre décroissant en fonction du poids de la variable ESCS, nous constatons que c’est en Hongrie, en Slovaquie et en République Tchèque que les inégalités sociales d’aspirations d’études sont les plus fortes. À l’autre bout du peloton se trouvent la Finlande, le Portugal et la Nouvelle-Zélande. Ce sont donc dans ces trois pays que les inégalités sociales d’aspirations d’études « universitaires » sont les moins prononcées.

28Si l’on s’intéresse aux différences entre garçons et filles face au souhait de réaliser des études « universitaires », on constate qu’il existe une différence statistiquement significative dans la majorité des pays. Là où elle est observée, cette différence est toujours à l’avantage des filles, excepté au Japon. En Autriche, en Corée, au Luxembourg, en Nouvelle-Zélande et en Suisse, les filles et les garçons ne se différencient pas quant à leur souhait de poursuivre des études « universitaires ».

Tableau 1. Les inégalités sociales d’aspirations d’études

  • 5  La variable « Genre » a été codée comme suit : 1 = Garçon ; 0 = Fille. Autrement dit, la modalité (...)

Pays

ESCS

Genre5

Pays

ESCS

Genre

Hongrie

4,684***

0,381***

Espagne

2,511***

0,455***

République Slovaque

3,828***

0,545***

Australie

2,484***

0,529***

République Tchèque

3,627***

0,544***

Italie

2,473***

0,398***

Suisse

3,588***

0,933***

Pays-Bas

2,458***

0,772***

Pologne

3,409***

0,442***

Islande

2,403***

0,547***

Japon

3,397***

1,434***

France

2,384***

0,578***

Autriche

3,390***

0,901***

Irlande

2,367***

0,466***

Belgique

3,039***

0,715***

Danemark

2,358***

0,845***

Allemagne

3,038***

0,802***

Etats-Unis

2,305***

0,770***

Grèce

2,934***

0,445***

Suède

2,247***

0,631***

Norvège

2,869***

0,647***

Luxembourg

2,205***

0,927***

Corée

2,738***

1,034***

Nouvelle-Zélande

2,083***

0,875***

Grande Bretagne

2,518***

0,654***

Portugal

2,035***

0,387***

Canada

2,515***

0,548***

Finlande

2,006***

0,864***

29* Significatif à 0.05 ; ** significatif au seuil de 0.01 ; *** significatif au seuil de 0.001 ; Mode de lecture pour la variable ESCS : en Hongrie, après avoir contrôlé le sexe des élèves, le déplacement d’une unité sur l’échelle de l’indice socioéconomique et culturel s’accompagne d’une multiplication par 4,684 des chances d’aspirer à aller à « l’université ».

Table 1. Social inequalities of postsecondary educational aspirations

30Dans la mesure où les niveaux 5A et 6 de la classification internationale CITE ne recouvrent pas exactement la même signification d’un pays à l’autre, nous avons par ailleurs analysé le même modèle, mais en prenant en considération les aspirations à réaliser des études supérieures quelles qu’elles soient (niveau 5A, 5B et 6 de la classification internationale CITE), versus l’absence de telles aspirations. Nous avons constaté que si l’ordre des pays change quelque peu, la conclusion est similaire : l’origine socioculturelle influence dans chaque pays concerné les aspirations d’études supérieures. L’analyse de la corrélation entre les odds ratios obtenus pour la variable ESCS pour chacune des deux analyses (r = .83) révèle d’ailleurs une proximité très importante entre ces deux phénomènes.

31Nous avons ensuite évalué la relation entre l’origine socioculturelle des élèves et leurs aspirations d’études universitaires après avoir contrôlé le niveau de performances scolaires des élèves (telles qu’elles sont mesurées, du moins, à travers les épreuves PISA), dans le but de saisir la présence éventuelle et l’ampleur d’un processus d’autosélection sociale. Nous avons donc ajouté à notre modèle initial les variables « Score en Mathématiques » et « Score en Compréhension à la lecture » (cf. tableau 2).

32Nous constatons, à l’aide du tableau 2, que les scores en mathématiques et en lecture (reading literacy) exercent dans tous ces pays une influence significative sur les aspirations d’études « universitaires », excepté en Finlande et au Canada où seul le score en mathématiques a une influence significative. Aux États-Unis, seul le score en lecture est associé significativement au souhait exprimé par l’élève de suivre des études « universitaires ». Dans la grande majorité des pays, l’influence du score en mathématiques est plus forte que celle du score en compréhension à la lecture. Et la relation va systématiquement dans le même sens : plus le score d’un jeune est élevé, que ce soit en lecture ou en mathématiques, plus il aura tendance à souhaiter faire des études « universitaires ». Cependant, l’apport primordial de ce tableau concerne l’influence de l’origine socioculturelle après contrôle du niveau de compétences scolaires des élèves. Dans les 28 pays concernés, les odds ratio liés à la variable ESCS restent significatifs, et d’une valeur importante. Nous pouvons donc en conclure que l’origine socioculturelle influence encore les aspirations d’études « universitaires » après contrôle du score des élèves en compréhension à la lecture et en mathématiques. Autrement dit, les aspirations d’études « universitaires » des jeunes de 15 ans sont, dans tous les pays étudiés, imprégnées par de l’autosélection d’origine sociale.

Tableau 2. L’autosélection d’origine sociale

Pays

ESCS

Genre

Math

Lecture

Hongrie

2,963***

0,343***

2,720***

1,639***

Suisse

2,666***

0,849***

2,150***

1,349***

Japon

2,637***

1,469***

2,381***

1,286***

Pologne

2,555***

0,415***

2,065***

1,293***

République Tchèque

2,512***

0,490***

2,595***

1,578***

République Slovaque

2,489***

0,504***

2,525***

1,913***

Autriche

2,468***

0,867***

2,161***

1,359***

Norvège

2,313***

0,708***

1,372***

1,362***

Grèce

2,271***

0,386***

2,893***

1,547***

Allemagne

2,131***

0,825***

1,977***

1,518***

Canada

2,109***

0,501***

1,897***

1,09***1

Belgique

2,102***

0,688***

2,012***

1,425***

Corée

2,097***

1,005***

2,160***

1,626***

Islande

2,091***

0,679***

1,678***

1,404***

Italie

2,079***

0,434***

1,240***

1,508***

Espagne

1,970***

0,461***

2,231***

2,026***

Suède

1,885***

0,666***

1,306***

1,251***

États-Unis

1,883***

0,887***

1,033***

1,671***

Australie

1,869***

0,588***

1,534***

1,661***

Irlande

1,804***

0,469***

1,528***

1,660***

Danemark

1,788***

0,907***

1,381***

1,657***

Grande-Bretagne

1,758***

0,646***

1,962***

1,476***

Finlande

1,754***

0,848***

1,567***

1,045***

Luxembourg

1,659***

0,833***

2,338***

1,294***

France

1,640***

0,583***

2,077***

1,620***

Nouvelle-Zélande

1,619***

0,867***

1,629***

1,204**

Portugal

1,607***

0,384***

2,388***

1,884***

Pays-Bas

1,602***

0,804***

2,515***

1,930***

33* Significatif à 0.05 ; ** significatif au seuil de 0.01 ; *** significatif au seuil de 0.001. [Mode de lecture pour la variable ESCS : en Hongrie, le déplacement d’une unité sur l’échelle (standardisée) de niveau socioculturel s’accompagne, toutes choses égales par ailleurs, d’une multiplication par 2,963 des chances d’aspirer à aller à « l’université ».]

Table 2. Self-selection

34Toutefois, cette autosélection n’a pas la même ampleur dans tous les pays. En effet, d’après les données PISA, c’est en Hongrie, en Suisse et au Japon que cette autosélection est la plus forte. À l’inverse, aux Pays-Bas, au Portugal et en Nouvelle-Zélande, l’autosélection est moins prégnante.

35Cependant, comme nous l’avons déjà dit, les niveaux 5A et 6 de la classification CITE ne recouvrent pas la même signification dans chacun de ces 28 pays. C’est pourquoi nous avons à nouveau effectué les mêmes analyses au niveau des aspirations d’études supérieures. À nouveau, nous constatons, au regard du poids de la variable ESCS, une grande proximité avec les résultats présentés dans le tableau 2 (r = 0.826).

Influence de la composition de l’école

36Les analyses statistiques menées jusqu’à présent l’ont été à partir d’un modèle classique de régression multiple, appliqué à chaque fois pour chacun des pays. Pour les analyses qui suivent (relatives à l’influence de la composition), il était important de respecter la structure hiérarchisée des données et la variation des degrés de liberté en fonction du niveau des variables, certaines correspondant à des caractéristiques des individus, d’autres à des caractéristiques des écoles auxquelles appartiennent ces individus (dans notre cas, les caractéristiques moyennes des élèves qui fréquentent la même école). Le recours à des modèles d’analyse multiniveaux était donc la solution la plus adéquate pour traiter correctement ces données.

37Un premier modèle (à nouveau, pour chacun des pays) nous a permis de constater que dans tous les pays, après avoir pris en considération les variables individuelles introduites jusqu’à présent (cf. tableau 2), il demeure des variations significatives entre les écoles (d’un même pays) quant aux aspirations exprimées par les élèves qui les fréquentent. Ce premier constat rend donc légitime l’exploration de modèles plus complexes, dans lesquels nous allons introduire (au niveau des établissements) des informations relatives à la composition de l’école.

38Dans un premier temps, au-delà de la prise en considération des variables individuelles retenues dans l’analyse précédente, nous avons ajouté au modèle la variable « Niveau moyen de l’école en mathématiques » afin d’évaluer la présence d’une influence de la composition « académique » sur les aspirations d’études des élèves (cf. tableau 3). Nous observons, à l’aide du tableau 3, que les 15 pays au sein desquels le niveau moyen de l’école en mathématiques influence positivement les aspirations d’études « universitaires » correspondent à des systèmes éducatifs caractérisés par le recours rapide

Tableau 3. Influence des caractéristiques individuelles et de l’établissement (niveau moyen en mathématiques) sur les aspirations d’études

Pays

Caractéristiques

individuelles

Caractéristiques

de l’école

(Variables de niveau 1)

(Variable de niveau 2)

ESCS

Genre

Math

Lecture

Niveau moyen

de l’école en math

Hongrie

2,111***

0,446***

1,871***

1,196***

5,205***

Grèce

1,998***

0,427***

2,138***

1,218***

4,415***

Corée

1,724***

0,799***

1,660***

1,338***

3,898***

Japon

1,815***

2,344***

1,504***

1,240***

3,830***

Autriche

1,884***

0,909***

1,675***

0,984***

3,692***

Pays-Bas

1,467***

0,884***

1,544***

1,606***

2,955***

Luxembourg

1,381***

0,94***1

1,955***

1,211***

2,897***

République Slovaque

2,216***

0,530***

2,077***

1,796***

2,426***

France

1,546***

0,578***

1,729***

1,372***

2,160***

Allemagne

1,852***

0,885***

1,641***

1,274***

2,103***

Belgique

1,891***

0,777***

1,742***

1,318***

1,634***

République Tchèque

2,359***

0,530***

2,408***

1,544***

1,564***

Portugal

1,582***

0,389***

2,212***

1,764***

1,550***

Italie

1,717***

0,558***

1,303***

1,431***

1,493***

Suisse

2,232***

0,921***

1,747***

1,264***

1,487***

Finlande

1,734***

0,851***

1,552***

1,045***

1,277***

Australie

1,821***

0,556***

1,552***

1,696***

1,178***

Islande

2,055***

0,679***

1,672***

1,400***

1,158***

Grande-Bretagne

1,770***

0,644***

2,012***

1,546***

1,036***

Irlande

1,798***

0,460***

1,527***

1,660***

1,031***

Norvège

2,288***

0,707***

1,389***

1,377***

0,895***

Suède

1,868***

0,671***

1,324***

1,255***

0,889***

Pologne

2,642***

0,410***

2,116***

1,315***

0,801***

Danemark

1,798***

0,917***

1,423***

1,691***

0,792***

Canada

2,050***

0,486***

2,006***

1,159***

0,750***

Nouvelle-Zélande

1,634***

0,867***

1,706***

1,234***

0,720***

États-Unis

1,934***

0,889***

1,109***

1,729***

0,719***

Espagne

2,023***

0,439***

2,499***

2,206***

0,628***

39* Significatif au seuil de 0.05 ; ** Significatif au seuil de 0.01 ; *** Significatif au seuil de 0.001. [Mode de lecture pour la variable « Niveau moyen de l’école en mathématiques » : en Hongrie, après avoir pris en considération le genre, l’origine sociale des élèves et leurs compétences scolaires, le déplacement d’une unité sur l’échelle du niveau moyen de l’école en mathématiques s’accompagne d’une multiplication par 5,2 des chances d’aspirer à aller à « l’université ».]

Table 3. Influence of individual characteristics and school context (mean school score) on educational aspirations

40à des filières d’enseignement (à nuancer pour la France où des filières sont organisées à partir de l’âge de 15 ans seulement). Dans ces pays, plus le niveau moyen de l’école en mathématiques est élevé, plus les jeunes inscrits dans cette école ont tendance à souhaiter faire des études « universitaires ». Pour les pays qui, par contre, correspondent à des systèmes éducatifs caractérisés par le recours tardif à des filières d’enseignement (au plus tôt à 15 ans), deux résultats sont observés. Dans 9 pays, la variable « niveau moyen de l’école en mathématique » n’a pas d’effet statistiquement significatif. Ces 9 pays, recourant tardivement à des filières, sont simultanément caractérisés par une faible variance entre écoles au regard des performances académiques des élèves. Il est donc relativement logique d’observer qu’une variable qui dans ces pays varie peu ne produit pas de différence significative sur les aspirations. Dans 4 pays on observe cependant un effet « négatif » (de taille modeste) de la composition académique sur les aspirations. Ce résultat pourrait s’expliquer à travers le « Big Fish Little Pond Effect » (Marsh, 1991). En effet, le « Big Fish Little Pond Effect » suggère que les individus ont tendance à se comparer à ceux qui leur sont proches. Un élève scolarisé dans une école de « haut niveau » va de la sorte, toutes choses égales par ailleurs, avoir une perception académique de lui-même plus faible qu’un élève semblable scolarisé dans une école de moins « haut niveau ». Et il est sans doute raisonnable de penser que ce que les psychologues sociaux ont parfois observé comme influence sur le concept de soi académique se répercute ici sur une autre variable, les aspirations d’études des élèves.

41Dans un second temps (cf. tableau 4), nous avons fait la même analyse, mais en remplaçant la variable relative au niveau moyen de l’école en mathématiques par une mesure du niveau socioculturel moyen dans l’établissement (ESCS moyen des élèves de l’école). Par souci de parcimonie, nous ne présentons dans le tableau 4 que les valeurs relatives à la variable « Niveau ESCS moyen de l’école », la valeur des autres paramètres demeurant extrêmement semblables à celles présentées dans le tableau 3.

42Les résultats font apparaître que là où le niveau socioculturel moyen a une influence statistiquement significative (dans 20 pays sur 28), celle-ci va toujours dans le même sens : les élèves aspirent davantage à réaliser des études « universitaires » s’ils sont scolarisés dans une école favorisée sur le plan socioculturel. De fortes différences apparaissent toutefois entre les pays quant au poids de cette variable, avec une influence particulièrement forte observée au Japon, en Autriche et en Hongrie. Pour comprendre l’influence particulièrement forte des pairs au sein de certains pays, dont les trois cités ci-dessus, il importe cependant de se souvenir de la définition de l’unité d’échantillonnage école adoptée

Tableau 4. Influence de l’établissement (niveau socioculturel moyen) sur les aspirations d’études

Pays

Niveau ESCS

moyen de l’école

Pays

Niveau ESCS

moyen de l’école

Japon

20,307***

Islande

1,598***

Autriche

17,128***

Norvège

1,484***

Hongrie

16,595***

Australie

1,454***

Corée

14,103***

Canada

1,286***

Italie

13,717***

Finlande

1,242***

Suisse

13,516***

Portugal

1,093***

Pays-Bas

13,475***

Suède

1,045***

Grèce

13,429***

Irlande

1,041***

République Slovaque

13,256***

Espagne

1,028***

Luxembourg

13,197***

Grande-Bretagne

0,966***

Allemagne

12,552***

Nouvelle-Zélande

0,961***

République Tchèque

12,335***

États-Unis

0,921***

Belgique

12,184***

Danemark

0,887***

France

11,908***

Pologne

0,834***

43* Significatif au seuil de 0.05 ; ** Significatif au seuil de 0.01 ; *** Significatif au seuil de 0.001. [Mode de lecture pour la variable « Niveau ESCS moyen de l’école » : en Autriche, après avoir pris en considération le genre, l’origine sociale des élèves et leurs compétences scolaires, le déplacement d’une unité sur l’échelle du niveau socioculturel moyen des élèves de l’école s’accompagne d’une multiplication par 7,1 des chances d’aspirer à aller à « l’université ».]

Table 4. Influence of school (mean school SES) on educational aspirations

44dans ces pays. En effet, ces pays ont considéré comme des établissements distincts des entités appartenant au même établissement, mais qui organisent chacune une filière spécifique. Ces pays se caractérisent dès lors artificiellement par une très grande variance entre écoles des performances des élèves et du milieu socioculturel d’appartenance des élèves. Par rapport à l’analyse d’un effet de composition, un tel mode de caractérisation n’est pas inapproprié, mais la différence de procédures entre les pays aide sans doute à comprendre certains des écarts observés dans les tableaux 3 et 4. Tout comme dans l’analyse précédente, nous pouvons par ailleurs relever que les pays pour lesquels nous n’observons pas d’influence statistiquement significative du niveau socioculturel moyen des pairs correspondent à des systèmes éducatifs où il n’existe pas de filières avant 15 ans.

  • 6 Signalons également au lecteur que nous avons mené des analyses complémentaires pour les pays à fi (...)

45Globalement, les résultats présentés dans les tableaux 3 et 4 font clairement apparaître qu’il n’y a pas que les caractéristiques individuelles d’un jeune qui influent sur ses aspirations d’études « universitaires ». Le milieu scolaire dans lequel le jeune évolue, mesuré ici à travers les caractéristiques des pairs, a également de l’influence. Relevons également que, parmi les caractéristiques de la composition de l’établissement prises en considération, le niveau socioculturel moyen exerce, en moyenne, une influence un peu plus forte que le niveau académique de l’établissement ; il a également une influence statistiquement significative dans un plus grand nombre de pays6.

Contexte institutionnel

46Jusqu’à présent, toutes les analyses ont été présentées en juxtaposant les résultats obtenus pour chacun des pays. Pour la majorité de ces analyses, les tendances sont semblables dans tous les pays (excepté en ce qui concerne l’influence du niveau moyen des élèves de l’école en mathématiques sur les aspirations d’études « universitaires »), même si des variations sont présentes dans l’ampleur des phénomènes observés. Dans la section qui suit, les analyses vont maintenant porter sur ces variations entre les pays afin de saisir dans quelle mesure elles peuvent être rapportées à des caractéristiques de ces pays, en particulier à des variations dans les modalités d’organisation des systèmes éducatifs.

47Comme cela a été développé ci-dessus, notre projet est notamment d’évaluer dans quelle mesure une logique de différenciation dans l’enseignement secondaire inférieur s’accompagne d’un accroissement des inégalités sociales et de l’influence de l’environnement scolaire sur les aspirations d’études.

48Différents indicateurs de différenciation des systèmes éducatifs ont été retenus, à savoir : (i) l’âge de la première bifurcation dans le parcours scolaire des élèves (âge), (ii) le pourcentage d’élèves de 15 ans qui ne suivent plus un enseignement général (% non général), (iii) le pourcentage de la variance de performance en mathématiques des élèves qui se situe entre établissements (ICC math) et enfin (iv) le pourcentage de la variance relative au niveau socio-économique et culturel des élèves qui se situe entre établissements (ICC socioculturel). En quelque sorte, nous retenons donc deux indicateurs directement liés aux filières (l’âge de la première bifurcation et le pourcentage d’élèves hors enseignement général à 15 ans) et deux indicateurs relatifs aux différences entre écoles, différences qui sont bien sûr influencées par la présence éventuelle de filières, mais aussi par d’autres caractéristiques liées notamment à la ségrégation résidentielle et au mode d’affectation des élèves aux écoles. Il convient de noter que ces différents indicateurs de différenciation corrèlent fortement entre eux. Ainsi, la moyenne des corrélations d’une variable avec toutes les autres est, en valeur absolue, toujours supérieure à 0,58.

49Le tableau 5 présente les corrélations entre d’une part, ces différents indicateurs de différenciation et, d’autre part, les odds ratio des principales analyses précédentes. Comme les différents pays de l’OCDE retenus dans le cadre de cette recherche ne peuvent en aucun cas être assimilés à un échantillon aléatoire et simple, aucun test inférentiel ne sera proposé pour ces analyses « pays ». Néanmoins, afin de ne pas interpréter des variations qui pourraient être considérées comme aléatoires, toute corrélation inférieure au seuil de .40 ne sera pas rapportée dans le tableau 5. Ce seuil correspond par ailleurs au niveau de signification requis pour un échantillon de 28 sujets.

Tableau 5. Différenciation des systèmes éducatifs et inégalités d’aspirations

  • 7  Au regard du score obtenu par le Japon dans le tableau 4, et de la méthode statistique utilisée s’ (...)

Âge

%

non général

ICC

math

ICC

socio-culturel

Inégalité sociale d’aspiration

à l’égard de « l’université » (tableau 1)

- 0,65

0,55

0,52

0,66

Auto-sélection sociale à

l’égard de « l’université » (tableau 2)

- 0,49

0,40

0,48

Influence du niveau moyen

de performance en mathématiques

de l’établissement (tableau 3)

0,41

0,50

0,42

Influence du niveau socioculturel

moyen de l’établissement (tableau 4)7

- 0,72

0,79

0,72

0,69

50Mode de lecture : le coefficient de corrélation r, évaluant la relation entre l’âge de la 1re bifurcation dans les systèmes éducatifs et l’ampleur de l’inégalité sociale d’aspirations, rend compte d’une relation négative forte entre ces deux variables (r = - 0,65). Autrement dit, plus l’âge de la bifurcation est élevé, moins on observera d’inégalités.

Table 5. Differentiation of education systems and aspiration inequalities

51Les deux premières lignes du tableau font apparaître que là où la différenciation de l’enseignement est forte, les inégalités sociales d’aspirations d’études sont davantage prononcées, de même que l’autosélection d’origine sociale. La mesure de l’inégalité sociale à l’égard de « l’université », qui, pour rappel, représente le poids de l’origine socio-économique et culturelle des élèves sur leurs aspirations d’études « universitaires » en l’absence de tout contrôle des performances scolaires des élèves est, parmi ces deux premiers indices, celle qui corrèle le plus avec les variables de différenciation. Ce renforcement du poids de l’origine sociale est d’autant plus élevé que cette différenciation pédagogique apparaît tôt dans le parcours scolaire (variable âge) des élèves et qu’elle concerne un pourcentage important d’élèves. Par ailleurs, l’autosélection d’origine sociale apparaît également comme étant fortement corrélée avec les caractéristiques des systèmes éducatifs.

52Les deux dernières lignes du tableau 5 font par ailleurs apparaître que l’effet de composition est également plus fort dans les systèmes éducatifs différenciés. Cette relation est particulièrement évidente lorsqu’on s’intéresse au niveau socioculturel moyen des pairs, mais est également manifeste lorsqu’on s’intéresse au niveau académique des autres élèves de l’établissement.

Discussion

53Le principal objectif de cet article était d’analyser les inégalités sociales d’aspirations d’études « universitaires » exprimées par des jeunes de 15 ans. Cet objectif a été déployé à travers trois analyses successives.

54Premièrement, nous avons évalué l’influence de l’origine socioculturelle des familles sur les aspirations d’études exprimées par les élèves. Nos résultats nous amènent à souligner le fait que dans tous les pays étudiés, l’origine socioculturelle a une influence sur les aspirations d’études. Ce premier résultat nous permet de confirmer qu’à l’âge de 15 ans, les jeunes sont sortis d’un rapport idéalisé à leurs aspirations d’études. Au contraire, comme l’a souligné Dumora, ils rentrent à cet âge dans une logique « probabiliste » (Dumora, 1990) où les aspirations sont réévaluées en fonction notamment des performances scolaires effectives et de l’origine sociale et culturelle. Nos analyses soulignent en effet que ce processus de « réévaluation » n’est pas seulement influencé par les compétences scolaires. À compétences scolaires égales, nos analyses montrent qu’on observe dans tous les pays des différences d’aspirations en fonction de l’origine socioculturelle des élèves. C’est ce que les sociologues qualifient d’autosélection d’origine sociale. Comme nous l’avons évoqué plus haut, l’interprétation de cette autosélection peut se faire en ayant recours aux théories de Bourdieu d’une part et de Boudon d’autre part. Pour Bourdieu les étudiants héritent de traits culturels qui vont leur permettre de s’en sortir plus ou moins facilement au sein du système scolaire et qui vont influencer leurs choix d’orientation. Dans cette perspective, l’autosélection ou le fait que des jeunes pouvant accéder à l’enseignement supérieur ne le font pas s’explique par le fait que leur habitus est trop éloigné de celui qui est légitimé au sein de l’enseignement supérieur et des sections de l’enseignement secondaire qui y préparent. Ces jeunes ont donc le sentiment qu’ils ne seraient pas à leur place dans l’enseignement universitaire. La théorie de Boudon offre un deuxième cadre d’analyse. Dans celui-ci, le contexte social et familial de socialisation des jeunes de milieux sociaux défavorisés n’est pas considéré comme étant le premier facteur influençant les inégalités sociales de formation et les processus d’autosélection. Pour Boudon, l’individu est perçu comme rationnel et stratégique et ce sont les stratégies mises en place par l’acteur et ses calculs coûts/avantages de l’investissement scolaire qui expliquent les inégalités sociales devant la formation. Dans cette seconde perspective, l’autosélection ou le fait que des jeunes pouvant accéder à l’enseignement supérieur ne le font pas s’explique par le fait que les avantages perçus au suivi d’une formation supérieure ne font pas le poids par rapport aux coûts et risques perçus. Bien sûr, nos données ne permettent pas, et ce n’était pas l’objectif, d’arbitrer entre ces deux interprétations.

55Ensuite, nous avons étudié l’influence de l’environnement scolaire local (l’établissement) sur les aspirations d’études des jeunes, après contrôle de certaines variables individuelles (le genre, le niveau scolaire et l’origine socioculturelle). Nous avons mesuré cette influence à l’aide de deux variables, à savoir le niveau socioculturel moyen des élèves de l’école et le niveau scolaire moyen en mathématiques des jeunes de l’école. Cela nous a amené à constater qu’il n’y a pas que les caractéristiques individuelles d’un jeune qui ont une influence sur ses aspirations d’études universitaires. L’environnement scolaire dans lequel le jeune évolue exerce également dans de nombreux pays une influence sur les aspirations d’études. Plus précisément, ce qui ressort de nos analyses, c’est que dans les systèmes éducatifs caractérisés par la présence de filières à l’âge de 15 ans en particulier, les aspirations d’études universitaires sont (toutes choses égales par ailleurs) plus fréquentes quand l’élève est scolarisé dans une école dont la composition académique ou sociale est élevée. Nous observons donc un effet de composition qui pèse sur la construction des aspirations des individus. Avec Law (1981), nous pouvons faire l’hypothèse que cette influence du milieu passe probablement à travers des processus d’identification aux autres, de modelage des aspirations et de bénéfice en termes de réseaux sociaux (les parents des amis, etc.) à fréquenter une école favorisée, mais nos données ne nous permettent pas de tester de telles hypothèses de manière précise.

56Enfin, nous avons voulu examiner si les variations entre les pays au regard de l’influence de l’origine socioculturelle des familles et des caractéristiques des autres élèves de l’école (effet de composition) sur les aspirations d’études peuvent s’expliquer par certaines caractéristiques structurelles des systèmes éducatifs, en particulier le recours à des filières de formation au cours de l’enseignement secondaire inférieur. Les analyses statistiques effectuées ont permis de constater que les différentes variables illustrant une logique de différenciation au sein des systèmes éducatifs (des filières à un âge précoce, une proportion importante d’élèves qui à 15 ans ne sont plus dans l’enseignement général et un indice de ségrégation entre établissements élevé) co-varient de manière presque systématique avec les mesures d’inégalités sociales d’aspirations d’études « universitaires ». Dans une large mesure, il apparaît également que les systèmes éducatifs particulièrement différenciés sont des lieux où l’autosélection d’origine sociale est plus forte et où, comme nous venons de le souligner, l’influence de l’environnement scolaire est la plus importante.

57Par rapport à ces différences de résultats entre pays, il importe également de rester prudent. Même si les paramètres relatifs à la différenciation dans les systèmes éducatifs expliquent une part importante de la variance observée, des différences entre les pays demeurent et s’expliquent probablement par d’autres paramètres non pris en considération dans cette recherche. Dans cette perspective, il conviendrait, dans des études complémentaires éventuellement centrées sur un plus petit nombre de pays, de prendre en considération d’autres variables telles que les conditions d’accès à l’enseignement supérieur, la plus-value sur le marché de l’emploi d’un diplôme de ce niveau ou des paramètres plus culturels tels que le statut symbolique de l’enseignement supérieur ou encore la place de la méritocratie dans les systèmes éducatifs.

58Mais, malgré les limites de cette recherche, les résultats présentés dans ce texte viennent accroître la base de connaissances sur cette problématique et les différences observées entre les systèmes éducatifs aident à cerner la nature des processus qui influencent les inégalités sociales d’aspirations d’études. En particulier, nous retiendrons que la différenciation précoce et intensive des élèves s’accompagne d’inégalités sociales particulièrement prononcées. Pourquoi en va-t-il ainsi ? Nous avons évoqué dans la revue de la littérature un fait bien connu : des filières précoces sont presque toujours le creuset d’inégalités sociales accrues en matière de performances scolaires et ce sont, en proportion plus grande, des jeunes des milieux populaires qui se retrouvent dans les filières les moins valorisées. Dans ce contexte, deux processus concourent probablement à affecter leurs aspirations d’études :

  • dans les filières « académiquement » moins valorisées, ces jeunes sont objectivement confrontés à des programmes d’études qui les préparent moins à l’enseignement supérieur et universitaire. Après quelques années d’exposition à ces programmes, la distance se fait de plus en plus grande avec les prérequis de l’enseignement universitaire, ce dont les élèves et leurs enseignants ont probablement conscience. Quand, dans certains pays, ces filières sont clairement des filières de formation professionnelle, l’accès à l’enseignement universitaire n’est probablement même plus envisagé par les élèves ;

  • par ailleurs, avec Law (1981), rappelons que le contact dans ces programmes avec d’autres élèves, dont peu de parents sont eux-mêmes des diplômés universitaires et dont la majorité n’envisage pas de faire des études universitaires, a aussi une influence en termes de « modelage », d’identification et d’accès aux réseaux sociaux qui rendent possible la construction d’un projet d’études supérieures.

59En quelque sorte, on observerait conjointement un effet des filières (à travers les contenus de formation et les objectifs qui les caractérisent) et un effet des pairs, à travers des processus de socialisation, de modelage et d’identification. Ces différents processus dont les effets sont cumulatifs aident à comprendre pourquoi dans les systèmes à différenciation précoce, les inégalités sociales d’aspirations d’études sont plus grandes. Ce constat est d’autant plus problématique qu’il se maintient, même en tenant sous contrôle les performances scolaires des élèves.

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Bibliography

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Notes

1 Ces pays sont les États-Unis, la Norvège, l’Espagne, Hong-Kong, la Corée, la Thaïlande, la Grèce, la Hongrie, la France, la Suisse, l’Allemagne et l’Autriche.

2  Nous disons volontairement scolaires et non supérieures puisque dans cette étude, les enquêtés pouvaient indiquer qu’ils voulaient arrêter leurs études avant leur diplôme de fin d’études secondaires.

3  Au regard de cette classification, les programmes de niveau 5A sont des programmes d’enseignement supérieur fondés dans une large mesure sur la théorie et offrant des qualifications suffisantes pour être admis à suivre ensuite des programmes de recherche de pointe (ces programmes de formation à la recherche de pointe, conduisant généralement au titre de docteur, correspondent au niveau 6). En Belgique par exemple, l’enseignement supérieur de type long et l’université correspondent au niveau 5A, tandis que l’enseignement supérieur court correspond au niveau 5B. En France, les classes préparatoires aux grandes écoles, l’université et les grandes écoles correspondent au niveau 5A. Les Instituts Universitaires de Technologie correspondent au niveau 5B.

4 Economic, Social and Cultural Status (ESCS). Cette variable est un indice composite construit à partir des données suivantes : le statut professionnel des parents, le diplôme des parents et le niveau de richesses familiales, de ressources éducatives et de possessions culturelles.

5  La variable « Genre » a été codée comme suit : 1 = Garçon ; 0 = Fille. Autrement dit, la modalité de référence est la modalité « Fille ».

6 Signalons également au lecteur que nous avons mené des analyses complémentaires pour les pays à filières en ne prenant en considération dans la base de données que les élèves scolarisés dans des établissements proposant exclusivement de l’enseignement général, dans le but d’écarter un effet « filière » dans nos analyses. Il en ressort que dans tous les pays concernés (à l’exception des Pays-Bas et de la République Tchèque), l’effet de composition académique demeure significatif et positif.

7  Au regard du score obtenu par le Japon dans le tableau 4, et de la méthode statistique utilisée s’appuyant sur les Moindres  Carrés Ordinaires (MCO), nous avons choisi de considérer, pour les analyses relatives à cet indice, le Japon comme un outlier, qui ne sera donc pas pris en compte dans les analyses de corrélation.

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References

Electronic reference

Vincent Dupriez, Christian Monseur and Maud Van Campenhoudt, « Le poids de l’origine socioculturelle des élèves et de leur environnement scolaire sur leurs aspirations d’études supérieures : les bases d’une comparaison internationale », L'orientation scolaire et professionnelle [Online], 41/1 | 2012, Online since 07 March 2015, connection on 29 September 2016. URL : http://osp.revues.org/3668 ; DOI : 10.4000/osp.3668

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About the authors

Vincent Dupriez

est Professeur, Université catholique de Louvain UCL. Vincent Dupriez est également directeur du Groupe interdisciplinaire de recherche sur la socialisation, l'éducation et la formation (Girsef) - Thèmes de recherche : politiques éducatives, gestion d'établissements scolaires, inégalités scolaires - Contact : Place Montesquieu, 1, boîte 14, 1348 Louvain-la-Neuve, Belgique – Courriel : vincent.dupriez@uclouvain.be

Christian Monseur

est Professeur, Université de Liège - Thèmes de recherche : analyse comparée des systèmes éducatifs, statistique appliquée à l’éducation – Contact : cmonseur@ulg.ac.be

Maud Van Campenhoudt

est Doctorante, Université catholique de Louvain. Maud Van Campenhoudt est également membre du Girsef - Thèmes de recherche : inégalités scolaires et aspirations postsecondaires – Contact : maud.vancampenhoudt@uclouvain.be

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