Thèse pour le Doctorat de sociologie








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indirectement par un destin moins favorable pour leurs enfants, mais le lien de l’un à l’autre est plus dilué.

9 Le profil de l’élévation brusque de la proportion de cadres pour les cohortes 1940-1950 correspondait au moins en partie à l’élévation de la scolarité.

10 On peut, ou pouvait, exprimer l’espoir que leur situation est en apparence moins favorable parce que les études étant plus longues, leur ancienneté dans la carrière est plus courte au même âge, et que donc il y aura rattrapage plus tard. Cet espoir semble ne pas tenir, puisque les cohortes 1940-1950 ont connu elles aussi une élévation de leur niveau d’éducation, certainement plus importante en mesure relative que celle des cohortes 1950-1970, sans qu’il en résulte le moindre effet défavorable sur leur carrière, et parce qu’il semble que la carrière se joue entre 25 et 35 ans au plus tard, après qui il n’y a plus rattrapage.

11 Envisageable, disons-nous, sous l’hypothèse, validée jusqu’à présent, que le nombre de postes de cadres dans la population totale est la résultante intégrale du vieillissement des cohortes. Si nous supposons que parmi les cadres nés de 1940 à 1950, une partie des postes de cadres ne sont pas appelés à être renouvelés (comme par exemple les « cadres en placard »), cette hypothèse aura toutes chances d’être validée. Si de façon antinomique, aucun des postes de cadres existant n’est susceptible d’être supprimé et si des besoins nouveaux d’encadrement ou d’expertise se font sentir, la proportion de cadres continuera de s’élever.

1 Crédès : Centre de recherche, d’étude et de documentation en économie de la Santé.

2 Population masculine de 25-59 ans en emploi à plein temps, rétribués au dessus du SMIC de l’année considérée. La différence entre la source FQP-1977 et celle de Emploi-1995 consiste en ce que, pour la première, était déclaré le salaire avec primes de l’année en cours ; en 1995, la mesure est le salaire mensuel avec le douzième des primes annuelles. L’origine du biais inhérent à cette comparaison provient de ce que, pour 1977, des individus ont pu ne travailler qu’une partie de l’année écoulée, ou à temps partiel une partie de l’année, alors que pour 1995, la réponse concerne le salaire du dernier mois. La comparaison pourrait conduire à une surestimation des inégalités en 1977 au regard de 1995, mais comme le modèle de l’emploi à plein temps sur toute l’année était loin encore d’être remis en cause, la population caractérisée par un emploi partiel en 1977 peut être considérée ici comme négligeable.

3 Par ascendante, il faut évidemment entendre du point de vue du cycle de vie « apparent », qui donne l’illusion que les cadets suivront les traces de leurs aînés, mais nous avons vu qu’une telle hypothèse est souvent erronée.

4 Ces pondérations peuvent être calculées en modélisant la proportion de cadres (mais aussi de professions intermédiaires, employés, ouvriers) comme le résultat d’une régression logistique comptant deux variables continues : l’âge (modélisant ainsi les effets de carrière) et la cohorte (en variable continue, le résultat de la régression donnant ainsi une progression linéaire de cadres par cohorte, sans effet de « marche d’escalier »). Il s’agit alors de remplacer les pondérations empiriques par ces pondérations théoriques pour simuler une population animée par une croissance linéaire de la proportion de cadres au même âge par cohorte.

5 On pourra consulter Chauvel (1997d) sur les paramètres multiples de la valorisation des cohortes de ce siècle au cours de leur cycle de vie.

6 Par niveau de vie comparé, nous entendons le revenu par unité de consommation d’un âge ou d’une cohorte spécifiés, rapporté au revenu par unité de consommation moyen pour l’année considérée.

7 Précisément : (Moutardier, 1982, p.112 ; 1989, p.53 ; Moutardier, 1991, p.42 ; Clément, Destandau et Eneau, 1997, p.40).

8 Le fait est corroboré par la mesure du rajeunissement de la population des sans-abris (Mucchielli, 1998, à paraître). Contrecarrée par la « solidarité intergénérationnelle », (Attias-Donfut, 1995), qui contribue à élever de l’ordre de 15 % de niveau de vie des moins de 25 ans (INSEE, 1996b, p.67), pourtant 50 % inférieur à celui de leurs aînés avant aide diverse. Il pourrait être discuté alors de la justesse des concepts : « solidarité » ou « assistance » intergénérationnelle.

9 Nous trouvons ici deux « groupes de cohortes » : celles de 1925-1935, actuellement à la retraite, et qui ont bénéficié de droits de retraite très supérieurs à leur aînés, au regard des niveaux de vie comparés des retraités et des actifs ; d’autre part les cohortes de la grande transition cohortale. Dans la mesure où la seule réforme importante des retraites a porté sur le passage d’une indexation sur les salaires bruts à une indexation sur les prix, seuls les retraités les plus âgés pâtiront d’un possible enrichissement des actifs, plus jeunes (30 % de baisse du revenu relatif en 20 ans de croissance à 2 %, lorsque le retraité a 80 ans, 60 % de baisse en cas de retour à la croissance de 5 %). Voir (Lechevalier, 1991) sur les implications sociales des règles de valorisation des retraites.

1 Les prochains paragraphes sont une introduction minimaliste aux concepts fondamentaux de la méthodologie appliquée de la sociologie de la mobilité sociale. Les meilleures introductions sont celles de Agresti (1990), Hout (1983), Luijkx (1994). Il n’existe malheureusement pas d’ouvrage en français sur l’analyse et la modélisation des tables de mobilité.

2 Dans le cas général, le ratio des chances entre deux cellules (i,j) et (i’,j’), pour une table (Fij) de dimensions quelconque indexée par i et j, vaut OR [(i,j) ; (i’,j’)] = Fij Fi’j’ / (Fi’j Fij’), c’est-à-dire le rapport du produit des éléments principaux par le produit des éléments adjacents.

3 Comparative Analysis of Social Mobility in Industrial Nations.

4 Sur un échantillon de 100 000 individus, une différence de proportion de l’ordre de 0,3 est significative ; ce 0,3 peut ne pas être pour autant très pertinente.

5 Il suffit d’ajouter à ce modèle le terme de l’interaction d’ordre trois, ijk, pour obtenir le modèle dit « saturé » ; ce terme représente en effet les variations entre les deux dates de la structure interne de la table.

6 Ces contraintes correspondent à un contraste de coefficients de type dit « déviation », où la dernière modalité de chaque jeu de paramètre — dite improprement « de référence » — se verra attribuer un paramètre égal à « moins la somme des autres coefficients ».

7 Malheureusement, l’enquête FQP-1964 déposée au LASMAS-IDL est un extrait dont la variable « profession du père » est absente. Notons qu’à partir de 1982 les enquêtes Emploi posent systématiquement la question de l’origine sociale des individus : ainsi, l’intérêt de la mobilisation des enquêtes FQP devient maintenant inutile pour l’analyse de la mobilité intergénérationnelle, sauf lorsque des analyses nécessitent des variables introuvables dans l’enquête Emploi. Moins fréquentes, les enquêtes FQP contiennent aussi moins d’individus, ce qui nuit gravement aux analyses.

8 Nous considérons ainsi les tables de mobilité de 1970 à 1995, selon le codage en GSP proposé dans le chapitre III-2.

9 En effet, les effectifs des hommes de 40 à 59 ans renseignant la profession de leur père dans les enquêtes de 1970, 1977, 1983, 1989, 1995 sont respectivement : 8012, 8389, 12508, 18605, 21561 (en 1983, la profession du père n’est codée que pour les 2/3 de la base de données).

10 En effet, le modèle sans interactions d’ordre trois des deux tables que sont 1970 et 1995 est caractérisé par un ratio de la log-vraisemblance de 84,3 pour 25 degrés de liberté, soit une probabilité de 2.10-8 alors que celui des trois tables 1977-1983-1989 est de 70 pour 50 degrés de liberté, soit une probabilité de 0,03 — ce qui valide ce codage double du GSP, d’une part à partir de la CSP, et de l’autre à partir de la PCS. Les tables du milieu de la période se ressemblent donc le plus, et la différence la plus forte est entre la table 1970 et 1995, dont il s’agit de comprendre les différences 2 à 2. D’autre part, il serait possible de réaliser un test de cette hypothèse en mettant en œuvre l’algorithme « RAS » (Thélot, 1983, Forsé et Chauvel, 1995), mais nous le ferons en reconstituant les cellules de la table.

11 Quelques précisions s’imposent : le modèle que nous analysons est obtenu sans pondération de la base de données. La pondération proposée par les fichiers de l’INSEE sont des coefficients d’extrapolation destinés à faire des FQP et des enquêtes Emploi des modèles de la population totale ; pondérer par ce coefficient d’extrapolation serait une erreur méthodologique consistant à simuler les résultats d’un recensement, alors que nous n’avons ici que des enquêtes « relativement » légères — tout particulièrement FQP. Comment pallier cette difficulté ? Il n’existe en définitive que deux solutions : ne pas pondérer le fichier, ou le pondérer par le coefficient d’extrapolation normé à 1 pour chaque année d’enquête, de façon à ce que l’échantillon pondéré ait la taille de l’échantillon non-pondéré, mais avec des marges correspondant à un échantillon non-stratifié. La difficulté est en effet surtout celle des FQP, échantillons aléatoires stratifiés, où les cadres sont surreprésentés d’un facteur 4 par rapport aux agriculteurs, 2 par rapport aux ouvriers — les enquêtes Emploi, quant à elles, ne sont pas stratifiées. Nous présenterons les réponses de l’échantillon non-pondéré, mais nous avons validé les résultats avec l’échantillon pondéré par le coefficient d’extrapolation normé. Par ailleurs, les contrastes utilisés ici sont de type « simple » ou « à la référence », calculés au regard de la dernière modalité.

12 Ce qui justifie le choix du modèle « noyau » de Erikson et Goldthorpe (voir supra) où les agriculteurs sont « populaires » lorsqu’ils sont de la génération des pères, « moyens » s’ils sont de celle des fils.

13 Entendu : la plus faible en valeur absolue.

14 Il revient à Thélot (1983) d’avoir le mieux souligné cette logique : dans la mesure où les tables de mobilité classiquement construites en France concerne les hommes de 40 à 59 ans, on ne mesure pas la mobilité de toute la société, mais la mobilité d’une génération (au sens de cohorte), et l’on ne compare donc pas des tables de mobilité à des époques différentes, mais les tables de mobilité de cohortes différentes.

15 Le bic de Raftery (1986) fut créé à la suite de la remise en cause du simple critère de significativité du ratio de la vraisemblance : la question que pose Raftery est celle du degré auquel un modèle peut être préféré à un autre, par la comparaison du rapport B de la probabilité que l’un ou l’autre modèle soit le vrai, au vu des données recueillies. Avec bic = -2 log B = L2 -(df) log N, où N est l’effectif total de l’échantillon consulté. Entre deux modèles, nous devons préférer celui dont le bic est le moindre

16 Ce qui est évidemment problématique, dans la mesure où cette origine devrait être invariable, sauf effets de mortalité différentielle des milieux sociaux, effets d’immigration, ou reconstruction intellectuelle par les individus de leur origine sociale.

1 Dans cette mesure, Goux et Maurin (1996, p.312) peuvent sous-titrer « Un destin presque tracé : les enfants de cadres ».

2 Cette logique est celle de l’invariance de la fluidité, d’une part, mais aussi celle de l’invariance de la forme du cycle de vie des carrières — l’absence d’interaction entre l’âge et la position socio-professionnelle. L’hypothèse de l’invariance de la fluidité est établie ci-dessus. Celle du cycle de vie est établie par le modèle log-linéaire hiérarchique de même nature, entre l’âge A, la cohorte C et la destinée atteinte D, où le bic minimal est atteint pour le modèle (A*C) (A*D) (C*D), donc sans l’interaction d’ordre 3, mettant en évidence ainsi que le cycle de vie (A*D) ne change pas fondamentalement d’une cohorte à l’autre, tout au moins pour les cohortes repérées de 1964 à 1995, ce qui devrait continuer sauf rupture des processus observés jusqu'à présent.

3 Ainsi, il est tentant de poser l’hypothèse que les naissances sont d’autant plus précoces que la conjoncture est favorable aux jeunes : la guerre est par excellence une situation défavorable, et les cohortes les mieux privilégiées au regard de l’entrée précoce dans les carrières professionnelles ont eu leurs enfants fort tôt. Une illustration supplémentaire du lien entre conjoncture économique et démographie : la croissance intensive, favorable aux jeunes, rajeunit l’âge de la paternité, et son contraire la retarde. Il serait peut-être utile de relire les paragraphes 171 à 199 de Pareto (1896-1897, T. 1, pp. 87-102), sous-titre « Le mouvement de la population dépend en partie, toutes choses égales d’ailleurs, des variations économiques ». Ces pages manquent peut-être de nuance, mais pourraient être propices à un débat sur la situation contemporaine.

4 Ce retour sur l’intérêt en soi de l’analyse de l’évolution des marges fit l’objet de différentes contributions : Sobel, Hout et Duncan (1985) présentent ces « effets marginaux d’évolution » comme l’un des phénomènes essentiels, Erikson et Goldthorpe (1992, pp. 204-207), et Goldthorpe (1995, pp. 76-77) en soulignent l’importance, en faisant de cet examen des marges un phénomène complémentaire de la fluidité.

5 En effet, la question depuis 1990 a été transformée, non dans ses termes, mais dans son architecture et sa typographie : la phrase « Si le père de M. était décédé ou inconnu, décrire la profession de sa mère de son tuteur ou de son père adoptif » est en une taille de caractères plus importante et disposée avant la case prévue pour renseigner la question : les réponses sont aussi fonction de la façon dont est disposé et simplement imprimé un questionnaire.

6 Ce scénario est-il pour autant très pessimiste ? Non : le plus pessimiste de tous consiste à supposer que les marges de 1950 fixent en quelque sorte l’aboutissement de l’histoire, et que si les agriculteurs et indépendants peuvent continuer de décroître, les proportions respectives des catégories (3) (4) et (5+6) de nos GSP pourraient rester égales (avec prolongement de l’élévation de la proportion d’employés dans les catégories populaires). Cette situation est celle du prolongement de la stagnation de la proportion de cadres et de professions intermédiaires vécue par les cohortes 1950 à 1965 au moins. Cette prolongation de la stagnation conduirait à une configuration réellement catastrophique, où, à 40 ans, pour la cohorte née en 1980, l’indicateur de mobilité ascendante (7) descendrait à 15,5 %, celui de mobilité descendante (8) s’élèverait à 17 %, avec donc un solde (9) négatif de -1,5 % : de toute l’histoire sociale des cohortes de ce siècle, il n’y aurait pas alors de situation plus néfaste du point de vue de la mobilité intergénérationnelle. Nous pouvons imaginer les conséquences sociales d’un pareil scénario — vraisemblablement peu probable.

7 Ainsi Thurow (1997, pp.111-127) est-il bien peu fondé à suggérer que la lutte des classes de demain serait la lutte des générations.

8 Lorsque Chamboredon et Lemaire (1970) soulignent que « les divisions selon l’âge se composent avec les divisions selon la classe sociale les différences entre les groupes et <à polariser> les oppositions sociales et démographiques » (p.25), faisant apparaître que « les conflits entre adultes et jeunes sont (...) souvent des conflits entre adultes de classe moyenne et jeunes de classe populaire » (p.27), ils expriment assez ce dont nous pouvons avoir l’intuition : ce que nous voyons dans les grands ensemble des années soixante-dix forme le prototype de l’étape suivante, les 15 ans de 1970, nés en 1955, ayant maintenant 42 ans, mais conservant les séquelles de leur jeunesse. Les classes moyennes adultes de ce temps passé ont simplement quitté les HLM lointaines pour s’installer en des lieux plus propices.

9 Parmi lesquels l’Espagne dont la transition cohortale semble plus tardive et violente (Martinez-Melgar, 1997, p.91).


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