Le retard scolaire en fonction du milieu parental : l'influence des compétences des parents

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La sociologie de l’éducation met souvent en avant les inégalités de réussite scolaire en fonction de la profession du père. Cependant, d’autres facteurs, comme le revenu du ménage ou les diplômes des parents, ont aussi leur importance. Ces diplômes sont généralement interprétés comme la dimension « culturelle » du capital parental. Or cette dimension peut être appréhendée de bien d’autres façons : pratiques culturelles, connaissance du système scolaire, compétences Sur ce dernier aspect, le présent article apporte pour la première fois un éclairage statistique grâce à l’exploitation de l’enquête Information et Vie Quotidienne (IVQ). Les parents les moins compétents en lecture et en calcul ont des enfants qui redoublent plus souvent que les autres. Cette corrélation persiste même quand on contrôle les autres caractéristiques disponibles : diplômes, revenu, profession Elle prend une forme différente selon le sexe du parent considéré. Il vaut mieux avoir un père bon en mathématiques et une mère bonne en français que l’inverse. Cela indique peut-être un partage de l’aide scolaire : les pères suivant les devoirs de mathématiques et les mères ceux de français. Cependant, les compétences ne sont pas les seules caractéristiques liées au retard scolaire. Des écarts importants apparaissent aussi selon les diplômes des parents, le revenu du ménage et ses pratiques culturelles.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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ENSEIGNEMENT - ÉDUCATION
Le etd scle en fnctn du mleuparental : l’influence des compétencesdes entsFbce Mut*
La sociologie de léducation met souvent en avant les inégalités de réussite scolaire en fonction de la profession du père. Cependant, dautres facteurs, comme le revenudu ménage ou les diplômes des parents, ont aussi leur importance. Ces diplômes sontgénéralement interprétés comme la dimension « culturelle » du capital parental. Or cettedimension peut être appréhendée de bien dautres façons : pratiques culturelles, connais-sance du système scolaire, compétences Sur ce dernier aspect, le présent articleapporte pour la première fois un éclairage statistique grâce à lexploitation de lenquêteInformation et Vie Quotidienne (IVQ). Les parents les moins compétents en lecture et encalcul ont des enfants qui redoublent plus souvent que les autres. Cette corrélation per-siste même quand on contrôle les autres caractéristiques disponibles : diplômes, revenu,profession Elle prend une forme différente selon le sexe du parent considéré. Il vautmieux avoir un père bon en mathématiques et une mère bonne en français que linverse. Cela indique peut-être un partage de laide scolaire : les pères suivant les devoirs de mathématiques et les mères ceux de français. Cependant, les compétences ne sont pasles seules caractéristiques liées au retard scolaire. Des écarts importants apparaissentaussi selon les diplômes des parents, le revenu du ménage et ses pratiques culturelles.
* Au moment de la rédaction de cet article, Fabrice Murat travaillait à la division Emploi de lInsee.
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En France, pendant longtemps, la sociolo--gie de léducation a surtout cherché à étudier et à expliquer le poids des déterminismessociaux, en comparant la scolarité des enfantsavec leur milieu social (problématique desinégalités sociales à lécole) ou la professiondu fils avec celle de son père (problématiquede la mobilité sociale). Au moment où le sys-tème scolaire commençait à se démocratiser,lenquête nationale sur lentrée en sixième etla démocratisation de lenseignement, lancéepar lIned en 1962, a montré à quel point les inégalités sociales à lécole étaient fortes (Ined,1970). Même en contrôlant le niveau de réussitescolaire en primaire, le taux de passage en 6e variait très sensiblement selon la profession dupère (1). Différents modèles sociologiques ontété proposés pour expliquer ces inégalités. PourBourdieu et Passeron (1964), lécole serait uneinstitution reproductrice des rapports de domi-nance. En reprenant, de façon implicite, la lan-gue et les valeurs des classes supérieures, lécole favoriserait la réussite des enfants issus de cel-les-ci et validerait leur maintien dans une posi-tion sociale supérieure. Pour Boudon (1973),les inégalités sociales résulteraient surtout dela diversité des anticipations des familles, cel-les-ci escomptant un gain plus ou moins impor-tant dune scolarité prolongée. Les contraintes de revenu pesant sur les familles pour financerla scolarité seraient alors lélément déterminant de la poursuite détudes.À côté de la vision globale du milieu social syn-thétisée par la profession du père, la dimensiondite « culturelle » des inégalités a aussi été miseen avant, généralement mesurée par les diplô-mes des parents. Les recherches de Berstein(1975) suggéraient des différences linguistiquesentre classes sociales, pouvant expliquer les dif-férences de réussite scolaire. Cependant, commele rappelle Duru-Bellat (2002), les sociologuesfrançais sont assez réticents à retenir un modèlefondé exclusivement sur la notion de déficitculturel et à prendre en compte des inégalitésspécifiquement cognitives. Selon Bourdieu etPasseron (1964), il sagirait surtout dun pro -blème de distance à lécole, portant plus surla nature du capital culturel que sur sa quan-tité. Les enfants de milieu populaire nauraientpas moins de capital culturel, mais un capitalculturel différent de celui qui est valorisé parlécole.Ces dernières années, plusieurs travaux ont aussiétudié l’influence des conditions matérielles surla scolarité des enfants. Goux et Maurin (2000)ont évalué limpact du revenu sur la scolarité
des enfants. Le rapport du Cerc (2004) sur lesenfants pauvres a consacré un chapitre aux iné-galités scolaires selon le revenu, montrant queles enfants pauvres sont nettement plus en retarden sixième : ainsi, près de la moitié dentre eux sont en retard en sixième alors que cest le casdun quart des autres enfants et de seulement 12 % des enfants issus des 20 % des ménagesles plus riches. Par ailleurs, le surpeuplement dulogement semble aussi un facteur défavorableà la réussite scolaire (Goux et Maurin, 2003),autre façon peut-être de présenter la corrélationnégative assez nette, constatée depuis long-temps, entre la taille de la famille et la réussitescolaire (Merllié et Monso, 2007).1 Sans négliger les composantes sociales et maté-rielles des inégalités de réussite à lécole, cet article va surtout étudier l’influence du « capi-tal culturel » des parents. Dans les études surla démocratisation de lenseignement (Goux, Maurin 1997 et Thélot, Vallet 2000), la prise encompte du capital culturel se fait le plus souventen tenant compte de la scolarité des parents.Les écarts selon les diplômes des parents (enparticulier celui de la mère) tendent à être plusimportants que les écarts selon la professiondu père, ce qui met en avant limportance du « capital culturel ». Cependant, celui-ci peutêtre appréhendé dautres façons :- les parents ont des savoirs scolaires (et nonscolaires) inégaux et peuvent ainsi plus oumoins facilement suivre et aider leurs enfantsdurant leur scolarité ;- ce capital culturel peut aussi prendre la formede différences matérielles. La présence de livresou dun ordinateur par exemple peut favoriser lacquisition de savoirs et de compétences ;- certaines pratiques culturelles, comme les visi-tes au musée ou les sorties au cinéma, peuventaussi indiquer la transmission de valeurs plus oumoins proches de lécole. Le style éducatif desfamilles a probablement aussi une influence ;-enfin, il existe une dimension « stratégique »du capital culturel. La familiarité avec un sys-tème scolaire assez complexe permet de mieuxguider lenfant lors du choix dun établissement, dune option, dune orientation.Cet article sintéresse essentiellement à la pre-mière composante, c’est-à-dire l’influence des1. À lépoque, environ la moitié des élèves seulement entraient en 6e.
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compétences parentales. Les enfants dont les les autres ? Lenquête IVQ (Information et Vieparents sont les plus compétents à lécrit ouQuotidienne, cf. encadré 1) permet de répon-en calcul ont-ils une meilleure scolarité que dre à cette question, en confrontant le par-
Encadré 1
Lenquête IVQ et La construction des données
Lenquête IVQ (Information et Vie Quotidienne) a étéréalisée fin 2004 et début 2005 auprès de 10 284 ména-ges de France métropolitaine. Dans chacun de cesménages, une personne de 18 à 65 ans a été tirée ausort pour passer des exercices d’évaluation à l’écrit,en compréhension orale et en calcul et répondre à unquestionnaire biographique (Degorre et Murat, 2009,ce numéro). Pour les autres personnes présentes dansle logement, le tableau de composition du ménagedonne un nombre limité d’informations : sexe, date denaissance, liens familiaux, niveau d’études.Dans les ménages répondants, on compte 5 074 enfantsde 7 à 18 ans (âge au moment de l’enquête) auxquelsont été posées des questions précises sur leur niveauscolaire actuel, permettant de déterminer s’ils sont ounon en retard scolaire. Cependant, ces enfants ne pré-sentent pas tous un égal intérêt dans le cadre de cetteétude :- pour 87 enfants, le niveau scolaire n’est pasconnu ;- pour 650 enfants, aucun parent ou beau-parent n’aété interrogé (c’est une autre personne de 18-65 ansqui a été désignée. Dans 145 cas, c’est l’enfant lui-même, âgé de 18 ans, qui a répondu) ;- pour 171 enfants, c’est un beau-parent qui a étéinterrogé (dans 43 cas une belle-mère et dans 128 cas,un beau-père). Ne sachant depuis combien de temps,l’enfant vit avec son beau-parent, nous avons préféréexclure ces enfants de l’analyse ;- pour 147 enfants, le parent interrogé a déclaré avoirtrop de difficulté en lecture ou en français pour passerles tests.On dispose finalement de l’information sur un desparents pour 4 019 enfants. Il s’agit bien d’une popu-lation d’enfants et non de familles. En effet, il auraitété possible de prendre une optique« ménage », parexemple en étudiant ceux où l’un des enfants a prisune année de retard. Cela conduirait à compter unefamille de quatre enfants une seule fois, alors quedans notre optique, chaque enfant de cette famille estpris en compte individuellement. L’approche retenueici renvoie plus directement aux problématiques desociologie de l’éducation : soit une population d’en-fants, selon quels critères, individuels ou familiaux,leur réussite scolaire diffère-t-elle ? L’autre approcheétudierait plutôt les conséquences de l’illettrisme desparents.Dans 2 506 cas, c’est la mère qui a été interrogée etdans 1 513 c’est le père. Parmi les mères, la propor-tion de familles monoparentales est de 28 %. Sur l’en-semble des deux parents, elle est de 20 %.
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Rappelons que l’échantillon d’IVQ comportait des sur-pondérations assez importantes, visant à augmenterles chances de tirage des personnes susceptiblesd’être en situation d’illettrisme (le critère était prin-cipalement l’absence de diplôme de la personne deréférence au recensement de 1999) ou habitant dansune ZUS (zone urbaine sensible). Sans pondération,l’échantillon surreprésente donc les milieux les moinsfavorisés. Ce phénomène est accentué par le fait queles personnes de ces milieux ont eu tendance à moinsrépondre à l’enquête. Une pondération doit donc êtreutilisée pour corriger ce fait. De façon simplifiée, ellese présente pour les répondants à l’enquête, sous laforme suivante :Pondi = P1i × P2i × Nbc : où P1i est le poids initial, l’in-verse de la probabilité pour le ménagei de se trouverdans l’échantillon ; P2i est la correction du phéno-mène de non-réponse, donc l’inverse de la probabilitéde répondre, estimée par une régression logistique etNbc est le nombre de personnes dans le champ de l’en-quête dans le ménage considéré (comme on n’interro-geait qu’un individu par ménage, c’est donc l’inverse dela probabilité d’être désigné pour répondre au test).Dans le cas de notre population, la pondération vadépendre du type d’analyse. Si l’on s’intéresse à laprobabilité d’être dans le champ de notre étude, lapondération sera : Pondei= P1i × P2i× Nbc/Nbpar où P1i , P2i et Nbc sontles mêmes que précédemment et Nbpar est le nombrede parents dans le champ de l’enquête (les quelquesenfants de 18 ans ou moins vivant avec des parents tousdeux âgés de plus de 65 ans sont donc mécaniquementexclus de notre étude). En effet, Nbpar/Nbc correspondà la probabilité qu’un des deux parents de l’enfant soitinterrogé, ce qui le fait entrer dans notre analyse.e=P ar.On obtient donc la relation Pondi ondi/NbpLa situation change si l’on fait une analyse isolée surles mères. Dans ce cas, en négligeant les autres per-sonnes que les parents dans le champ de l’enquête,la probabilité d’être retenue vaut 1 pour une mère enfamille monoparentale et 0,5 pour une mère en couple(alors que dans la perspective précédente, même pourle couple, elle vaut 1 : on interroge forcément l’un desdeux parents, mais dans un cas sur deux la mère). Plusprécisément, en tenant compte des autres personnesdans le ménage, cette probabilité vaut alors : 1/Nbc et=Ponddonc Pondei i.La pondération modifie parfois assez sensiblementles répartitions sur des variables clés de notre étude.La part des enfants dont le parent interrogé n’a pasle bac passe de 70 % à 64 %. Celle des enfants dont
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cours des enfants avec les caractéristiques desparents interrogés (2). Les informations sur lesparents recouvrent la profession, le diplôme, lesrevenus, mais aussi, originalité de lenquête, les compétences à lécrit, à loral et en calcul.Le parcours scolaire des enfants est quant àlui connu de façon frustre en comparant lâge de chaque enfant et le niveau scolaire où il setrouve, ce qui indique sil a redoublé ou non (ce que lon appelle par la suite retard scolaire).Le etd scle cmme ndcteude difficultés à l’écoleOn dispose dassez peu dinformations sur les personnes du ménage, en dehors de cellesconcernant la personne spécifiquement inter-
Encadré 1 (suite)le parent interrogé a des difficultés à l’écrit passe de23 % à 18 %. En revanche, la proportion de retardsscolaires pour les enfants reste stable.L’ensemble des résultats est présenté en tenantcompte de la pondération (dont la moyenne a été fixéeà 1). Ce choix, généralement peu discuté pour les sta-tistiques descriptives, est plus souvent remis en causelors de la construction de modèles économétriques,car ceux-ci cherchent à étudier des comportementssupposés indépendants de l’échantillon obtenu. Enfait, les divergences entre les résultats avec ou sanspondération peuvent avoir plusieurs formes :- on peut constater des divergences dans les coeffi-cients. Dans ce cas, il est préférable de retenir les résul-tats de l’analyse avec pondération, car celle-ci intègrela déformation de l’échantillon et doit se rapprocherdes résultats que l’on obtiendrait sur la population deréférence. Pour le calcul des moyennes simples (quisont en fait une analyse de variance à un seul paramè-tre), l’usage des pondérations est systématique ;- le problème est plus complexe quand on souhaitefaire des tests de significativité, qui eux dépen-
rogée. Néanmoins, pour les individus de 7 à18 ans, le niveau scolaire détaillé permet dedéterminer le retard scolaire en fonction de lan -née de naissance (cf. tableau 1).2Ainsi, 33,9 % des enfants ayant entre 7 et 18 ansont pris du retard à lécole. Ce taux dépend bien sûr de lâge (la probabilité davoir redoublé par2. Dans une perspective un peu différente, lenquêteIVQ permetaussi de confronter les compétences des personnes interrogéesavec leur milieu dorigine (profession ou diplômes des parents).Le travail de Place et Vincent (2009, dans ce numéro) donne unexemple de ce type danalyses, en comparant les déterminantsdes compétences et les déterminants du diplôme. Les compé -tences apparaissent moins nettement liées au milieu social que lediplôme. Ce résultat est cohérent avec les analyses, présentéesplus loin dans cet article, montrant quà compétences données,les destins scolaires diffèrent selon le milieu social. Les inégalitéssociales selon le diplôme cumulent donc des inégalités de com -pétences et des inégalités de stratégie scolaire.
dent beaucoup de la taille des groupes comparés.Imaginons qu’un groupe, déjà assez peu nombreuxdans la population de référence, soit fortementsous-représenté, par exemple à cause d’un faibletaux de réponse. Avec 10 000 répondants, il risqued’être représenté par un sous-échantillon de l’or-dre d’une dizaine d’individus. La plupart des testsutilisés inciteront à une grande prudence dans lecommentaire. Si après pondération, l’effectif passeà 50 ou 60, certains tests deviendront significa-tifs, même si les coefficients n’ont pas changé. Onpeut cependant s’interroger sur l’existence réel del’effet. De même, si un petit groupe comporte quel-ques individus ayant une très forte pondération, leurcomportement, parfois particulier, risque d’influen-cer fortement les résultats et, dans ce cas, mêmeles coefficients, avec pondération, devront être prisavec précaution.C’est pourquoi les coefficients ici présentés sontceux obtenus avec pondération, mais des analysessans pondération ou en excluant les individus ayantles poids les plus importants ont aussi été menées etseront évoquées, en cas de fortes divergences.
Tableau 1cll   l  2004-2005 l l  Année de naissanceSont en retard, les élèves se trouvant à un niveau inférieur…1997au CE11996au CE21995 au CM11994 au CM21993à la 6e1992à la 5e1991à la 4e1990à la 3e1989 à la 2nde (GT ou pro)1988 à la 1ère G ou T1987 à une terminale G ou T ou à une première année de Bac pro1986 à l’enseignement supérieur ou une deuxième année de Bac proLecture : lors de lannée scolaire 2004-2005, les élèves nés en 1997 (âgés de 7 ans au 1er janvier 2005) sont considérés comme en retardsils se trouvent à un niveau inférieur au CE1 (donc le CP ou une classe de maternelle).
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le passé croît avec le temps). Inférieur à 30 %jusquà 12 ans, il dépasse 50 % pour les plus de15 ans (cf. graphique).Retenir le retard scolaire pour mesurer léchecscolaire peut paraître un peu paradoxal, car il estsouvent présenté comme une deuxième chance.Si les élèves ayant redoublé finissaient leur sco-larité avec le même niveau que les autres, leretard scolaire ne serait quune situation déchectemporaire (3). Cependant les études utilisant leretard scolaire sont assez nombreuses (Gouxet Maurin, 2000 et 2003 ; Poncet 2000), sansdoute parce quen dehors des évaluations de compétences, il ny a pas beaucoup dalternati -ves pour étudier les inégalités scolaires au coursdu primaire et au début du secondaire.Lusage du retard scolaire comme signe de dif-ficultés scolaires persistantes peut aussi êtrejustifié par un certain nombre d’études montrantl’inefficacité du redoublement (Crahay, 1996).En effet, les écarts de réussite entre les élèvesen retard et ceux qui ne le sont pas demeurenttrès importants tout au long du cursus. Ainsi,lenquêteProgramme international pour lesuivi des acquis des élèves (PISA) de lOCDE, menée auprès des élèves de 15 ans, montre unécart très important en mathématiques entreles élèves ayant un an de retard et les autres :les premiers obtiennent un score de 467 et lesseconds de 564 (sur une échelle dont lécart-type a été fixé à 100 au niveau international).Une partie de cet écart tient au fait que les élè-
Graphiquetx   l l lâg  ( 1 j 2005)En %807060504030201007 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18ÂgeLecture : à 7 ans, 5 % des enfants ont une année de retard parrapport à lâge normal de la classe où ils se trouvent. Ils sont69 % à 18 ans.Champ : enfants de 7 à 18 ans vivant chez leurs parents enFrance métropolitaineSource : enquêteInformation et Vie Quotidienne 2004, Insee.
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ves sans retard sont déjà en seconde et ont pubénéficier d’enseignements supplémentairespar rapport aux élèves en retard, toujours en 3e.Léchantillon a donc été complété en ajoutant des élèves à lheure en 3e (âgés de 14 ans, donchors de léchantillon demandé par lOCDE) : ilsont eu un score de 540, encore nettement au-dessus des élèves ayant un an de retard en 3e (Bournyet al., 2004).3Dans le cadre particulier de cette étude, la pré-sence denfants dâges différents pose un pro-blème : un redoublement au lycée ne signalepas les mêmes difficultés qu’un redoublementen primaire. Du point de vue de la « stratégiescolaire », il a aussi une signification assez dif-férente (par exemple, sil a pour objectif de per-mettre une meilleure orientation). Il convientdonc de tenir compte systématiquement de cefacteur dans les analyses. Cependant le retardà 18 ans englobe des redoublements au lycée,mais aussi des redoublements au collège et àlécole primaire. La divergence entre le retard à 18 ans et le retard à 10 ans est donc moinsnette quentre les redoublements à 18 ans et lesredoublements à 10 ans.Linformation recueillie dans la partie bio-graphique et les résultats aux épreuves déva -luation permettent de caractériser les parents.Cependant, si linformation est riche sur leparent interrogé, elle est quasi nulle concer-nant lautre parent, même sils vivent encoreensemble. Il est donc impossible de mesurerleffet joint des compétences de la mère et du père. De plus, les variables nont pas forcémentle même sens selon le sexe du parent interrogé,cest pourquoi les deux populations ont parfois été distinguées (4).4 Peu déléments sont disponi -bles sur lenfant lui-même (à lexception de sonsexe et de sa date de naissance) et encore moinssur le contexte scolaire, qui a une influencedéterminante.Cette dernière limitation est assez gênante. Eneffet, la recherche en éducation et notammentles travaux de lInstitut de Recherche sur lÉdu -cation (Iredu) sur la production des inégalitéssociales à lécole ont montré que celles-ci seconstruisaient progressivement au fil de la scola-rité (Duru-Bellat et Mingat, 1993). Ils ont aussi3. Dans un autre domaine, cela reviendrait à utiliser la consom -mation de médicaments dans lannée écoulée pour déterminerlétat de santé actuel, sans tenir compte de la guérison éventuellede la personne suite à ces soins. De plus, lachat de médicament peut dépendre du revenu, ce qui perturbera lanalyse.4. La profession de cadre ou demployé ne signale pas le mêmemilieu social si elle est associée à la mère ou au père.
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mis en évidence limportance du contexte sco -laire. Les élèves ne progressent pas de la mêmefaçon dans tous les établissements et avec tousles professeurs. Or, les familles les plus favori-sées tendent à scolariser leurs enfants dans lesétablissements proposant les conditions les plusfavorables (Grisay, 1997). De plus, la tonalitésociale du public accueilli influe sur les per-formances individuelles : un enfant douvrierréussira mieux dans un établissement scolari-sant une forte proportion denfants de cadres que dans un établissement « populaire ». Laplace de lécole dans la construction des iné-galités sociales se trouve donc accrue. Certes,dès le CP, les enfants de milieu populaire sonten moyenne moins compétents que les enfantsde milieu favorisé (Jeantheau et Murat, 1998)et ils tendent ensuite à moins progresser (Cailleet Rosenwald, 2006). Mais, à compétences éga-les, ils sont aussi moins bien orientés et redou-blent plus souvent. Ces redoublements peuventdailleurs constituer ensuite un handicap pourla scolarité ultérieure (Cosnefroy et Rocher,2005). Ainsi, les écarts de réussite selon lemilieu dorigine proviennent en partie de dif-férences dans les comportements et les valeursdes familles, mais elles sont intensifiées par unsystème scolaire complexe, où le choix de telleécole, lappartenance à telle classe peut avoir un impact sur la réussite de lenfant.Les inégalités peuvent ainsi prendre leur ori-gine dans des stratégies plus ou moins éclairéesdes familles pour trouver le bon contexte édu-catif. Les écarts de retard scolaire entre grou-pes sociaux peuvent aussi renvoyer à lopinion plus ou moins négative quont ces groupes surle redoublement pour leur enfant (à différencierbien sûr de lopinion sur le redoublement engénéral). Cela conduit à considérer avec précau-tion les écarts sociaux selon le retard scolaire.Si ce retard apparaît clairement comme le signede difficultés scolaires, souvent persistantes, ilpeut aussi être affecté de biais de représenta-
tion. Cependant, ces biais sont sans doute plusliés au milieu social quaux compétences, quisont lobjet central de cet article. Les analy -ses contrôlant ce milieu social permettront engrande partie déliminer ces biais. En revanche, il est difficile de savoir si l’absence de prise encompte du contexte scolaire pose problème, caron ne sait rien du lien entre ce contexte et lescompétences des parents.Retard scolaire et compétences des parentsLe taux de retard scolaire varie très sensi-blement selon le niveau de compétence desparents (cf. encadré 2). Presque la moitié desenfants se trouvant dans le premier quartilede compétences parentales en lecture (5)5 sonten situation de retard scolaire. Ce nest le cas que dun enfant sur cinq dont les parents sontparmi les plus compétents (cf. tableau 2). Lesrésultats sont quasi identiques pour les compé-tences en calcul. En revanche, les écarts sont unpeu moins nets avec la compréhension orale (letaux de retard est de 40 % dans le premier quar-tile), sans doute parce que cette compétence aun caractère moins scolaire. En combinant lestrois domaines les écarts sont légèrement supé-rieurs à ce que lon observe en étudiant chacunedes compétences séparément. Lécart entre les quartiles extrêmes est du même ordre que celuiqui existe entre les enfants dont le parent estpeu diplômé et les enfants de diplômés de len -seignement supérieur (cf.infra). En premièreapproximation, lampleur de ces écarts suggère une influence forte des compétences des parentssur la scolarité de leurs enfants. Le mécanismede cette corrélation ne peut être analysé ici plusprécisément, faute de données disponibles surles échanges entre parents et enfants. Cependant,il est probable que les parents les moins compé-5. Ce « premier quartile » désigne, par abus de langage, les 25 %denfants dont les parents ont eu les moins bons résultats auxexercices de compréhension de textes.
Tableau 2r l  f  f    En %Quartile Lecture CalculCompréhension orale Les trois compétences147 4840 512 3936 38343 29 30 33 304 21 21 23 20Ensemble34 34 34 34Lecture : 47 % des enfants se trouvant dans le premier quartile de compétences parentales en lecture (cest-à-dire les 25 % des enfantsdont les parents ont les scores les plus bas dans ce domaine) ont au moins un an de retard scolaire.Champ : enfants de 7 à 18 ans vivant chez leurs parents en France métropolitaine.Source : enquêteInformation et Vie Quotidienne 2004, Insee.
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tents ont plus de difficultés à aider leurs enfantsdépendance entre les compétences et le retarddans leur travail scolaire, ce qui explique leur scolaire, des régressions à partir des6 quartilesparcours scolaire plus heurté.ont aussi été effectuées. Les coefficients obte-nus en tenant compte des interactions entreLes trois compétences étant assez corrélées (6), les scores sont plus faibles que ceux obtenusleur influence sur le retard scolaire va être étu- avec une régression sur chaque score séparé-diée de façon simultanée. Lâge de lenfant serament : ainsi, le coefficient associé au score enaussi pris en considération, puisque plus lesenfants sont âgés, plus leur probabilité dêtre6. Quand lenfant appartient au premier quartile en lecture, dansen retard scolaire est élevée (cf. tableau 3). Afinun cas sur deux, il appartient au premier quartile en calcul. A lin -de repérer déventuelles non-linéarités dans laavue rpsree, smiil ear pqpuaarrtitielen t eanu  cdalecrunli eqr uqeu daratinlse  7e n %l edcteusr ce,a ils .nappartient 
Encadré 2
La mesure des compétences
Lenquête IVQ comporte des exercices d’évaluationsdes compétences à l’écrit, en compréhension oraleet en calcul (Degorre et Murat, 2009, ce numéro). Lescompétences à l’écrit se subdivisent en trois domai-nes : lecture de mots, compréhension de texte et écri-ture de mots. La structure générale de ces épreuvesest la suivante :- la personne interrogée passe d’abord un exerciced’orientation, assez simple, comportant des questionsen lecture de mots, en compréhension de texte écrit(sur un texte court) et en calcul ;- cet exercice est immédiatement suivi d’un exercicede compréhension orale, à peu près identique pourtoutes les personnes. Il porte sur un bulletin d’infor-mation ;- les personnes ayant eu de bons résultats en lecturede mots et en compréhension à l’exercice d’orienta-tion passent un module Haut avec des exercices pluscomplexes en compréhension de texte. Ceux qui onteu des performances insuffisantes passent le moduleANLCI qui affinent la mesure en lecture de mots, encompréhension de texte écrit (sur un texte court) eten écriture de mots (il s’agit d’écrire une liste de cour-ses ). Les personnes aux résultats moyens à l’exerciced’orientation passent un module« intermédiaire » per-mettant de décider lequel des deux autres est préfé-rable ;- la personne répond ensuite au module « Numératie »sur le calcul, composé de petits problèmes compre-nant deux ou trois phrases. La passation est complè-tement indépendante des résultats obtenus à l’écrit(les problèmes sont posés oralement par l’enquêteur).Dans cet article, la mesure des compétences à l’écritretenue se fonde uniquement sur les exercices encompréhension de texte et n’intègre donc pas la lec-ture de mots ou l’écriture de mots, qui ne concernentvéritablement que les personnes les plus en difficulté.Le processus d’orientation rend complexe la com-paraison entre des individus ayant passé le moduleHaut et ceux ayant passé le module ANLCI. Plusieurstechniques pouvant être mises en œuvre pour aboutirà un score global, il a ici été fait usage de la deuxièmevariante présentée dans l’article de Murat et Rocher(2009, ce numéro). Cette variante se fonde sur deshypothèses assez fortes, mais simples. La compa-
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raison avec des méthodes plus complexes montrequ’elle donne des résultats assez satisfaisants. Ellecomporte deux étapes :- dans un premier temps, on ajoute les scores à l’exer-cice d’orientation, au module ANLCI et au moduleHaut, en postulant un échec complet au module Hautpour ceux qui n’ont pas été orientés vers lui et uneréussite complète au module ANLCI pour ceux quin’ont pas été orientés vers lui ;- dans un deuxième temps, on recale la distributiondu score sur une distribution normale de moyenne 0et d’écart-type 1. En effet, le score à l’issue de la pre-mière étape présente une bimodalité très peu vraisem-blable, due essentiellement au processus d’orientationet aux hypothèses retenues.Le score en numératie et le score en compréhensionorale ont aussi été recalés sur la même distribution.Un score global a été calculé en faisant la moyennedes trois scores.Comme ce score doit pouvoir être utilisé dans d’autresanalyses que celles-ci, ce calage sur la loi normale aété effectué sur l’ensemble des répondants et pas seu-lement sur les parents. Cependant, les scores moyensobtenus sur la population des enfants étudiée ici sonttrès proches de 0 (- 0,01 pour la lecture, 0,03 pourle calcul et - 0,01 pour la compréhension orale), lesécarts-types sont aussi proches de 1 (0,999 pour lalecture, 0,98 pour le calcul et 1,01 pour la compréhen-sion orale).Le choix de se caler sur une distribution normale estun peu arbitraire, c’est pourquoi des analyses fondéessur les quartiles seront aussi présentées, permettantde plus de tester d’éventuelles non-linéarités dansla dépendance. Ces quartiles sont, eux, déterminéssur la population des enfants étudiée ici et non surl’échantillon total d’IVQ.Il convient de remarquer que si les variables ainsitransformées sont continues (un aléa est introduit lorsde la normalisation), les scores initiaux sont discrets.Celui en calcul par exemple prend les valeurs entièresentre 0 et 18 avec une concentration sur les valeursentre 12 et 16 : une ou deux erreurs peuvent faire pas-ser d’un quartile à l’autre.
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lecture est de - 0,34 dans lanalyse conjointe, delà se traduisant par de faibles différences suralors quil est de - 0,54 si les deux autres sco- les taux de retard. En calcul, les écarts sont unres ne sont pas pris en compte. Quant au coef- peu mieux répartis. Quant à la compréhensionficient associé au score de compréhensionorale, si le score en continu napparaissait pasorale, il devient non significatif dans l’analyselié au retard scolaire, la modélisation par quar-conjointe. Cependant, pour les deux autres sco- tile montre que les enfants dont les parents sontres, à l’écrit et en calcul, les coefficients demeu- les plus compétents dans ce domaine se déta-rent importants et légèrement supérieurs à celuichent significativement des autres. Cependant,associé à lâge : chaque année supplémentaire les écarts restent plus importants en lecture et enpassée à lécole accroît le risque de redoubler calcul quen compréhension orale, sans doutede 5 points. Cest à peu près ce quun écart- parce que ces compétences ont un caractèretype en moins de score parental en lecture ou scolaire plus marqué, plus utile pour la scolaritécalcul produit comme effet (7). des enfants.7Les différences entre les deux quartiles les plusperformants en lecture sont assez faibles. Ceserait la maîtrise minimale des compétencesp7r.oLcehse sm:oldeècleose fsacniesntp oanssdoércaiti oanu xd ocnonmepnttednecsersé seunl tactasl cauls seeszt  dans ce domaine qui importerait, les écarts au-cependant un peu plus faible (- 0,26 au lieu de - 0,37).Tableau 3eff j    l  l (g lg)a - l    :les trois scoresB - l    :le score globalensemble seulementCoef. Sign. Coef. Sign.Constante- 4,53 ***Constante- 4,50 ***Âge de l’enfant0,29 ***Âge de l’enfant0,29 ***Score en lecture- 0,34 ***Score global - 0,72***Score en calcul 0,37***-Score en compréhension orale- 0,02c - l   l :les trois scoresd - l   l :le score globalensemble seulementCoef. Sign. Coef. Sign.Constante - 4,62***Constante - 4,64***Âge de l’enfant0,29 ***Âge de l’enfant0,29 ***ql  l ql   glblPremier quartile 0,60***Premier quartile0,91 ***Deuxième quartile0,29 ***Deuxième quartile0,29 ***Troisième quartile Réf. Troisième quartile Réf.Quatrième quartile - 0,26**Quatrième quartile- 0,59 ***ql  llPremier quartile 0,38***Deuxième quartile0,10Troisième quartile Réf.Quatrième quartile- 0,51 ***ql  h lPremier quartile- 0,01Deuxième quartile0,11Troisième quartile Réf.Quatrième quartile - 0,28**Lecture : * indique une probabilité significative au seuil de 10 %, ** indique une probabilité significative au seuil de 5 %, *** indique uneprobabilité significative au seuil de 1 %. Labsence de signe indique que la situation pour la modalité en question nest pas significative-ment différente de celle de référence au seuil de 10 %.La variable expliquée est le fait pour un enfant dêtre en retard dau moins un an par rapport à lâge normal de la classe où il se trouve(cf. tableau 1).Dans les modèles de la partie A, ce sont les scores, variables continues, qui sont utilisés. Comme ils ont été normalisés avec une moyennede 0 et un écart-type de 1, le coefficient correspond à linfluence dun écart-type de score supplémentaire par rapport à la situationmoyenne. Le coefficient associé à lâge donne linfluence dune année supplémentaire passée à lécole sur le risque davoir redoublé.Champ : enfants de 7 à 18 ans vivant chez leurs parents en France métropolitaine.Source : enquêteInformation et Vie Quotidienne 2004, Insee.110 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 424425, 2009
L se en cmte de vbles de cntôleCes premiers résultats font état dune corrélationimportante entre les compétences des parents etla scolarité des enfants. Cependant, il convientde tenir compte des autres déterminants de laréussite scolaire pour bien interpréter ce lien.Ainsi, les parents les plus diplômés sont géné-ralement plus compétents dans les domainesévalués parIVQ. Leurs enfants redoublent aussimoins souvent que les autres. Le lien entre com-pétences des parents et scolarité des enfants nepourrait-il alors être expliqué comme la com-binaison de ces deux corrélations ? Létude des écarts de retard scolaire selon les compétencesparentales, à niveau de diplôme fixé donne uneréponse partielle. Si, à diplôme donné, la corré-lation persiste entre compétences parentales etscolarité des enfants, cela renforce lhypothèsedune relation réelle entre ces deux variables.Cependant, pour sassurer de la réalité de cette relation, il faut ensuite contrôler toutes lesautres variables, qui, comme le diplôme, sontliées aux compétences des parents et à la scola-rité des enfants : la profession des parents, leursrevenus, leur connaissance du système éduca-tif, etc. Lenquête IVQ fournit un certain nom-bre dinformations de ce type, utilisées dans la suite de larticle, mais ne peut prétendre être exhaustive sur le sujet. Il manque peut-être unevariable fondamentale qui, ajoutée à léquation,annulerait la corrélation entre compétences desparents et scolarité des enfants (8). Des techni-ques économétriques particulières permettentde contourner, sous certaines hypothèses, cettedifficulté et de proposer des estimations plusprécises (9). Par exemple, lusage des « varia-bles instrumentales » consiste à chercher desvariables qui affectent la variable explicativesoupçonnée dendogénéité (ici les compéten -ces), sans avoir dimpact sur la variable expli -quée autre que celui, indirect, dû à ses corréla-tions avec les variables explicatives (la variablequi pose problème et les autres). Dans ce cas, defaçon schématique, les variations de la variableexpliquée associées aux variations des variablesinstrumentales donneront une idée de limpactcausal des compétences. Il est cependant dif-ficile de mettre en œuvre cette technique dansnotre travail. En effet, quelles sont les sourcesdendogénéité ? Il y a lerreur de mesure sur les compétences et lexistence de variablesinobservées, comme dautres compétences oudes principes valorisés par lécole. Les varia-bles instrumentales devraient donc faire varierles compétences observées sans avoir dim-pact sur celles qui sont cachées. Il sagit dune 
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contrainte forte. Quelques tentatives ont été fai-tes en utilisant des informations sur lenfance du parent enquêté (ses conditions de logementquand il avait cinq ans, le diplôme de ses pro-pres parents). Ces variables ont un lien avec lescompétences à lâge adulte, mais ont aussi unlien avec dautres variables observées, commele diplôme. Comment supposer alors quelles ne sont pas liées avec les autres déterminantsinobservés de la réussite scolaire ? De plus, lesrésultats obtenus sont apparus très instables,sensibles au nombre et à la nature des variablesretenues comme instruments. Cette piste deman-dera donc des développements plus poussés.98Dautre part, latténuation ou la disparition du lien entre les compétences parentales et la scola-rité des enfants, quand on contrôle les variablesdisponibles, peut sinterpréter de différentes façons, selon le sens des causalités supposées(cf. encadré 3). Dans le cas où lon contrôle le sexe du parent, le sens des corrélations estassez clair (à défaut de comprendre leur méca-nisme précis et les facteurs intermédiaires). Lescompétences des parents ne peuvent bien sûrinfluer sur leur sexe. De plus, supposons quela scolarité des enfants diffère selon le sexe duparent. Le coefficient associé aux compétencesquand on contrôle le sexe donne alors donc uneimage plus fiable de la relation entre compéten-ces et scolarité que le coefficient d’une analysenon sexuée.La situation est différente si la causalité va plutôtdes compétences vers la variable sous contrôle.Les compétences permettent sans doute davoirun meilleur salaire. De meilleures conditionsde vie faciliteront alors la scolarité des enfants.Dans ce cas, le lien global entre les compétenceset la scolarité des enfants, observé dans lanalyseunivariée, peut se décomposer en deux facteurs :le lien qui persiste quand on contrôle le salaire(limpact propre des compétences parentales)et celui qui passe par une élévation du salaireen fonction des compétences. La plupart dutemps, les causalités sont à double sens. Les per-sonnes les plus compétentes ont sans doute lesmeilleurs emplois, mais les personnes pourvuesdun emploi peuvent aussi avoir plus doccasions8. De façon plus générale, on peut aussi se poser le problèmedu sens de la causalité entre les variables explicatives et la varia -ble expliquée, mais ici, il est peu probable que la scolarité desenfants ait un impact causal sur les compétences des parents etencore moins sur leurs diplômes.9. Ces techniques permettent aussi de tenir compte de lerreurde mesure affectant une variable explicative, qui biaise vers 0 (end’autres termes minore en valeur absolue) le coefficient associ.Or, la mesure des compétences parentales entre dans ce cadre,du fait que lévaluation qui en est faite en trois quarts dheure nepeut être considérée comme parfaite.
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que les autres de maintenir leurs compétences.Des résultats différents selon le sexe L’interprétation des coefficients et de leur évo-des ents et celu des enfntslution entre les différents modèles demande doncde faire des hypothèses sur le sens des causalités,On pouvait par exemple attendre une influenceà défaut de pouvoir utiliser les techniques éco-nométriques précédemment évoquées. Dans un pElnu s effgerta, nldees  mdeèsr esc oaimdpeéntt enbiceens  plmuast esronuevlleenst.  premier temps, nous nallons donc retenir queles variables de contrôle dont on peut clairement leurs enfants que les pères. Elles consacrentpenser qu’elles peuvent influer sur les compéten- en moyenne 14,2 heures par mois à aider cha-ces, sans en dépendre en retour : le sexe, lâge et cmuenn td eé lélemuersn taeinrfea) nctso n(tàr el â5g,6e  hdee ulenseign el-le pays de naissance du parent, le sexe et lâge pères(on, 2004). Cette implriecsa tipoonu rpleuss  de lenfant. Pour le sexe du parent et celui de Gouyl’enfant, des spécifications particulières permet- grande aurait pu donner plus de poids à leurstent de tester si l’influence des compétences estcompétences. Or, le score global montre quedampleur différente selon ces variables. le gain apporté par de meilleures compéten-
Encadré 3interprétation des résuLtats dune anaLyse muLtivariée
Nous allons reprendre ici le problème de l’interpréta-tion des résultats d’une analyse multivariée en nousinspirant de lapath analysise utilisée par exemple parMeuret et Morlaix (2006) dans leur travail sur les iné-galités sociales. À partir des données duProgrammeinternational pour le suivi des acquis des élèves (PISA) 2000, ils cherchent à décomposer la corrélation entre lemilieu social et les compétences en lecture en un effetdirect de ces compétences et un effet indirect expliquépar des caractéristiques« externes » (le diplôme de lamère, la richesse familiale, le temps de travail) et descaractéristiques« internes » (le climat scolaire, le sou-tien des enseignants). De façon plus générale, on peutdistinguer 3 cas.Cas AVariable Compétences de contrôle des parents
Retarddes enfantsLa variable de contrôle a une influence sur les com-pétences (mais n’en dépend pas en retour) et uneinfluence sur le retard des enfants. La corrélation entreles compétences et le retard à variable de contrôlefixée, donne la bonne image du lien entre ces varia-bles. La corrélation brute surestime ce lien, car elleintègre l’influence de la variable de contrôle (d’unecertaine façon, les compétences sont dans ce cas unmoyen indirect et approximatif de tenir compte de l’in-fluence de la variable de contrôle).Cas BLa variable de contrôle dépend des compétences desparents (mais celles-ci n’en dépendent pas en retour).Dans ce cas, le lien entre compétences et retard sedécompose en deux « voies » : la corrélation entre
Variable Compétences de contrôle des parentsRetarddes enfantscompétences et retard à variable de contrôle fixée etl’impact indirect des compétences, qui passe par soninfluence sur la variable de contrôle. Le coefficient del’analyse sans la variable de contrôle donne alors labonne image du lien entre compétences et retard (ennégligeant le fait que des variables relevant du cas Aont pu être omises). L’analyse multivariée permet demieux comprendre le mécanisme de ce lien. Avec lemême raisonnement, on peut réexaminer le cas A, endisant que l’analyse multivariée permet de décompo-ser le lien entre la variable de contrôle et le retard, enun impact à compétences données, et une influenceindirecte passant par les compétences.Cas CVariable Compétences de contrôle des parentsRetarddes enfantsCe cas est le plus complexe et suppose qu’il n’y a pasun sens univoque dans la relation entre les compéten-ces et la variable de contrôle. Dans ce cas, l’analysemultivariée donne une idée des effets directs (tou-jours en supposant que l’on n’a pas omis de variablesimportantes), mais faute d’une connaissance claire dela causalité entre deux variables explicatives, il est dif-ficile de savoir à laquelle attribuer l’effet indirect, misen évidence par la baisse des coefficients associés àces variables.
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ces parentales est à peu près le même pour ques. Le parent apporterait de laide dans lesles pères et pour les mères (cf. tableau 4). En domaines où ses compétences seraient les plusrevanche, des différences intéressantes appa- importantes.raissent quand on distingue les trois compéten-ces. Pour les mères, le coefficient associé à unPar ailleurs, le pays de naissance du père neécart-type supplémentaire de compétence en donne pas lieu, toutes choses égales par ailleurs,lecture est de - 0,47, soit sensiblement plus que à des écarts de retard scolaire10. La conclusion estcelui associé à un écart-type de compétence en différente de celle que lon obtiendrait avec unecalcul (- 0,24). Pour les pères, cest exactementlinverse : limpact des compétences en lectureest relativement faible (- 0,47 + 0,26 = - 0,21),10. Les analyses sans utiliser la pondération forcent à nuancerun peu ces rsultats. La diffrence entre les coefficients destandis que celui des compétences en calcul estpres et des mres reste significative en lecture, mais elle ne l’estplus important (- 0,24 - 0,25 = - 0,49). Les testsplus en calcul (en compréhension orale, les conclusions chan -gent aussi : cette compétence aurait un impact pour les mères,montrent que les différences des coefficientsmais pas pour les pères). Cependant, ces changements ne tien -entre pères et mères sont significatives (10).nent pas tant aux différences dans les effectifs des populationsCe résultat pourrait sexpliquer par une spé -avec et sans pondération (différences qui pourraient affecter lacialisation de laide parentale selon le domainesignificativit des tests), qu’aux diffrences dans les coefficients. Alors que les coefficients associs au calcul sont, avec pond-e sociauxration, de - 0,24 pour les mères et de - 0,49 pour les pères, lesasscsoolaciirées,  acuox nrfeoprrmées enatuaxti osntsé rdéeost ycpoms pétences coefficients sans pondration sont respectivement de - 0,21 et- 0,30. Mme si cela pose problme pour les tests de significa- selon le sexe. Les mères aideraient davantagetivit, on prfrera les coefficients avec pondration, qui corrigela dformation importante de l’chantillon, car ces coefficientsleurs enfants dans les domaines littéraires,doivent être plus proches de ceux quon obtiendrait sur la popu -tandis que les pères le feraient en mathémati-lation de référence.
Tableau 4eff    l  l l l x    (glg)a  l    :les trois scoresB - l    :le score globalensemble seulementCoef. Sign. Coef. Sign.Constante- 5,49 ***Constante - 5,48*** Âg  lf0,33 ***Âg  lf0,32 ***Âg   Âg  35 ans ou moins 0,80***35 ans ou moins 0,84***De 36 à 40 ans0,41 ***De 36 à 40 ans0,42 ***De 41 à 45 ans0,42 ***De 41 à 45 ans0,43 ***Plus de 45 ans Réf. Plus de 45 ans Réf.p     p  France 0,03 France 0,01Étranger Réf. Étranger Réf.sx   sx  Mère0,31 ***Mère0,30 ***Père Réf. Père Réf.s  l (rf. = m)- 0,47***s glbl (rf. = m)- 0,70***s  l (df. = p)0,26***s glbl (df. = p)- 0,03s  ll (rf. = m)- 0,24 ***s  ll (df. = p)- 0,25 **s  . l (rf. = m)- 0,01s  . l (df. = p)- 0,02Lecture : * indique une probabilité significative au seuil de 10 %, ** indique une probabilité significative au seuil de 5 %, *** indique uneprobabilité significative au seuil de 1 %. Labsence de signe indique que la situation pour la modalité en question nest pas significative-ment différente de celle de référence au seuil de 10 %.La variable expliquée est le fait pour un enfant dêtre en retard dau moins un an par rapport à lâge normal de la classe où il se trouve(cf. tableau 1).Dans ces modèles, ce sont les scores, variables continues, qui sont utilisés avec lintroduction dun terme dinteraction avec le sexedu parent interrogé. Le coefficient avec (Réf. = M) correspond à linfluence dun écart-type de score supplémentaire par rapport à lasituation moyenne quand cest la mère de lenfant qui a été interrogée. Le coefficient avec (Dif. = P) donne la valeur quil faut ajouter à ce coefficient pour obtenir celui qui correspond au père. Ainsi, pour les mères, le coefficient est de - 0,47 pour les compétences en lecture.Pour calculer le coefficient correspondant pour les pères, il faut ajouter 0,26, ce qui donne - 0,21. Le fait que le coefficient (Dif. = P), avecla valeur 0,26, soit considéré comme significativement différent de 0 indique donc que la pente associée aux compétences maternellesen lecture (- 0,47) est significativement différente de celle associée aux compétences paternelles en lecture (- 0,21).Champ : enfants de 7 à 18 ans vivant chez leurs parents en France métropolitaine.Source : enquêteInformation et Vie Quotidienne 2004, Insee.
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