Quelques éléments sur la réédition de l'ouvrage Repères ... - Melissa

Quelques éléments sur la réédition de l’ouvrage Repères sur lamobilité socialeOlivier MonsoCentre d’Économie de la Sorbonne et Crest(Version provisoire du 29/09/2010)On propose dans cette note quelques éléments de mise à jour de l’ouvrage Repères consacré à lamobilité sociale (Dominique Merllié et Jean Prévot), dont l’édition précédente da te de 1997 (1 ère édition :1991). Cette édition s’appuyait essentiellement sur les données de l’enquête Formation et QualificationProfessionnelle (FQP) 1993. La présente réédition, conduite avec Dominique Merllié, devrait s’appuyerprincipalement sur les données de l’enquête FQP 2003.Afin d’apporter des éléments prospectifs en vue de cette réédition, les données publiées utilisant lesenquêtes FQP ont été actualisées. La présente note revient sur quelques résultats pour lesquels desprécisions méthodologiques paraissent utiles : il s’agit notamment de ceux faisant appel à un calage destables de mobilité sociale afin de raisonner « à structure constante ». En fin de note, on rappelle certainsconstats qui étaient à peu près nets dans l’ancienne édition et sont moins évidents lorsqu’on cherche à lesconfirmer avec FQP 2003.1. Une comparaison d’enquêtes « à marges constantes » des destinées sociales1.a Un outil pour l’analyse au cours du tempsLes tableaux généraux sur la mobilité sociale intergénérationnelle (p. 57 et 58) ont été reproduits avecl’enquête FQP 2003. De façon similaire à l’ancienne version du Repères, les tables de destinées desenquêtes FQP 1977, 1993 et 2003 ont été calées sur les structures sociales de l’enquête 1985, selon laméthode du calage sur marges (macro SAS CALMAR). Cette méthode vise à comparer les flux demobilité d’une enquête à l’autre une fois tenu compte de l’évolution des marges (structures sociales desenquêtés et de leurs pères), tant de celles des pères que celles des fils (enquêtés). L’avantage est qu’ellepermet de reconstituer un tableau de mobilité sociale complet et comparer ainsi les destinées socialessous plusieurs hypothèses faites sur les marges. On donne ci-dessous à titre d’illustration trois tables demobilité : la table de destinées issue de l’enquête FQP 1985 (dont les marges servent au calage), la tablede destinées issue de l’enquête 2003 et enfin, la table de destinées issue du calage de la table de 2003sur les marges de celle de 1985.Les résultats tendent à confirmer le propos de l’édition précédente selon lequel "le groupe le plus affecté[par les modifications de structure] est celui des cadres". 60 % des fils de cadres étaient eux-mêmescadres selon l’enquête de 1985. Cette proportion est passée à 50 % en 2003. Lorsque la table de 2003est calée sur les marges de 1985, elle est de 54 %. En d’autres termes, le fait que la mobilité des enfantsde cadres paraisse plus élevée qu’avant, incluant notamment de la mobilité descendante vers d’autrescatégories, peut difficilement être expliquée par un phénomène structurel : au contraire, l'évolution vers lehaut de la structure sociale et la hausse de la part des cadres auraient plutôt été de nature à freinerlégèrement la mobilité descendante des fils de cadres.A contrario, on pourrait souligner dans le commentaire que les groupes de non-salariés 1 fournissentl’exemple opposé. La mobilité sociale de ces groupes croît au cours du temps mais cela semble ici1 Dans cette note, on utilise ce terme pour les agriculteurs et les artisans, commerçants, chefsd’entreprise. Les membres des professions libérales, eux aussi non-salariés, forment une petite minoritédu groupe « cadres et professions intellecturelles supérieures » et de fait ce dernier groupe n’est pasinclus dans les « non-salariés ».

pouvoir être interprété par un effet de structure. Les enfants de ces groupes deviendraient moins souventnon-salariés, avant tout, parce qu’il y a moins d’emplois de non-salariés, plutôt que parce que le groupeserait plus « ouvert » aux autres origines sociales. Une fois tenu compte de cet effet de structure,l’intensité de la transmission du statut de non-salarié apparaît en effet stable entre les deux datesconsidérées.Tableau 1. Comparaison des destinées en 1985, en 2003 et à structure sociale fixée (2003 calée sur1985)GroupeGroupe socioprofessionnel de l'enquêtésocioprofessionnelchefsprofessionsdu pèreagriculteurs d'entreprise cadres intermédiaires employés ouvriers Ensembleagriculteurs observé (1985) 33,8 8,8 5,0 12,0 6,8 33,6 22,9observé (2003) 27,6 5,8 9,8 18,0 8,0 30,8 14,5recalculé (2003) 35,0 7,6 7,4 14,2 5,9 29,9 22,9chefs observé (1985) 2,0 29,0 19,6 19,2 7,2 23,0 16,4d'entreprise observé (2003) 0,7 22,6 24,0 24,3 8,3 20,2 12,1recalculé (2003) 0,9 31,6 19,4 20,5 6,5 21,1 16,4cadres observé (1985) 0,5 9,2 59,8 20,7 6,0 3,8 6,1observé (2003) 0,4 6,5 53,9 24,4 7,0 7,8 8,6recalculé (2003) 0,6 10,4 49,8 23,5 6,3 9,2 6,1professions observé (1985) 0,1 10,0 31,8 31,3 8,9 18,0 9,2intermédiaires observé (2003) 0,4 9,4 23,3 37,1 11,2 18,212,0recalculé (2003) 0,6 10,6 30,4 31,3 8,8 18,3 9,2employés observé (1985) 0,3 9,7 22,8 31,7 13,9 21,5 9,1observé (2003) 0,4 5,6 22,1 29,4 16,6 26,0 10,9recalculé (2003) 0,5 8,6 19,6 27,2 14,4 29,7 9,1ouvriers observé (1985) 1,4 9,8 7,7 22,0 10,2 48,9 36,3observé (2003) 0,7 6,4 10,8 23,5 13,2 45,4 41,9recalculé (2003) 1,0 9,3 9,1 20,6 10,9 49,1 36,3Ensemble observé (1985) 8,7 12,7 15,8 20,9 8,9 33,1 100,0observé (2003) 4,5 8,3 19,9 24,7 11,3 31,3 100,0Champ : Hommes français de naissance, actifs ou anciens actifs, âgés de 40 à 59 ans au moment del'enquête.Lecture : 33,8 % des fils d’agriculteurs étaient eux-mêmes agriculteurs selon l’enquête de 1985. Cetteproportion est passée à 27,6 % en 2003. Lorsque la table de 2003 est calée sur les marges de 1985 (enligne et en colonne), elle est de 35 %.Source : enquêtes FQP 1985 et 2003.1.b Une application à la mobilité sociale selon le genreDe manière similaire à l’ancienne version du Repères, la table de mobilité des hommes a été calée ensupposant que les destinées des hommes correspondaient à celles des femmes. Contrairement auxtableaux précédents, le calage ne s’applique qu’aux destinées. Le calage sur les origines n’est guèrepertinent compte tenu du fait que celles-ci sont très proches pour les hommes et les femmes.

Ainsi, 54 % des fils de cadres sont eux-mêmes cadres contre 32 % des filles de cadres. Lorsque la tablede mobilité des hommes est recalée pour correspondre aux destinées des femmes, la part des hommesrestant cadres est de 32 %. Globalement, le commentaire de l’édition précédente est confirmé : leshommes et les femmes se distinguent bien par leur structure sociale d’arrivée mais peu par les parcoursde mobilité en eux-mêmes.Une exception importante, plus marquée encore qu’en 1993, mériterait d’être soulignée dans lecommentaire. Elle concerne les groupes de non-salariés. En effet, pour ces deux groupes, la part« recalculée » pour les hommes est encore supérieure à la part observée pour les femmes. Ainsi, mêmeen tenant compte des différences de structure sociale, la transmission des statuts d’indépendants auxfilles apparaît particulièrement peu fréquente.Tableau 2. Comparaison des destinées selon le sexe et à structure sociale fixée (destinées deshommes calées sur celles des femmes)Groupe socioprofessionnel de l'enquêtéGroupesocioprofessionneldu pèreagriculteurschefsd'entrepriseprofessionscadres intermédiaires employés ouvriers Ensembleobservé (femmes) 11,9 3,3 6,3 20,4 46,0 12,0 13,0observé (hommes) 27,6 5,8 9,8 18,0 8,0 30,8 14,5recalculé (hommes) 16,2 3,1 5,7 18,8 40,3 15,9 12,4agriculteurschefsd'entrepriseobservé (femmes) 1,2 6,9 14,8 26,4 43,8 7,0 12,3observé (hommes) 0,7 22,6 24,0 24,3 8,3 20,2 12,1recalculé (hommes) 0,4 11,7 13,5 24,4 39,9 10,1 10,7cadres observé (femmes) 0,4 3,0 32,4 36,2 25,9 2,2 7,8observé (hommes) 0,4 6,5 53,9 24,4 7,0 7,8 8,6recalculé (hommes) 0,2 3,5 31,6 25,5 35,2 4,0 7,3professionsintermédiairesobservé (femmes) 0,5 3,0 15,5 32,5 41,9 6,7 13,3observé (hommes) 0,4 9,4 23,3 37,1 11,2 18,2 12,0recalculé (hommes) 0,2 3,1 16,9 29,7 43,1 7,0 11,9employés observé (femmes) 0,7 3,5 8,8 26,4 51,0 9,5 11,9observé (hommes) 0,4 5,6 22,1 29,4 16,6 26,0 10,9recalculé (hommes) 0,1 2,1 9,0 21,4 58,0 9,3 13,3ouvriers observé (femmes) 1,4 3,6 4,6 16,4 54,5 19,6 41,7observé (hommes) 0,7 6,4 10,8 23,5 13,2 45,4 41,9recalculé (hommes) 0,3 2,8 5,1 19,7 53,3 18,8 44,4Ensemble(femmes, 2003)observé (femmes) 2,3 3,8 9,9 21,9 48,3 13,8 100,0observé (hommes) 4,5 8,3 19,9 24,7 11,3 31,3 100,0Champ : individus français de naissance, actifs ou anciens actifs, âgés de 40 à 59 ans au moment del'enquête.Lecture : 11,9 % des filles d’agriculteurs sont elles-mêmes agricultrices. Cette proportion est de 27,6 %pour les hommes. Lorsque la table de mobilité sociale des hommes est calée de manière à ce que lastructure sociale des enfants (enquêtés) soit la même que pour les femmes, cette proportion est de16,2 %.Source : enquête FQP 2003.

1.c Immigration et mobilité sociale : proposition d’un tableau complémentaireIl est envisagé de développer plus en avant, dans la future édition du Repères, les liens entre migrationset mobilité sociale. Ce thème fait déjà l’objet d’une sous-partie « Les migrations » (p. 50-52). Il y estnotamment question de la façon dont les arrivés d’immigrés, concentrées plutôt parmi les couches lesplus défavorisées, pourraient constituer un vecteur d’ascension sociale pour le reste de la population.Cette idée, ancienne, a par exemple été avancée par Alfred Sauvy dans les années soixante (citation p.51).Au titre d’illustration de la façon dont les analyses précédentes pourraient être appliquées à l’immigration,on propose ci-dessous un tableau complémentaire sur le lien entre immigration et mobilité sociale. Il s’agitde la table de mobilité de 2003 en supposant que les marges des fils correspondent à celles del'ensemble des résidents (Français de naissance+Français par acquisition+étrangers) et non plus desFrançais de naissance, champ courant dans les travaux sur la mobilité sociale. Ceci revient à supposerque, sans les « personnes issues de l'immigration » (ici les étrangers et les Français par acquisition), lastructure sociale des Français de naissance aurait de toutes façons été celle de l'ensemble de lapopulation. L’interprétation des résultats n’est pas évidente, notamment du fait qu'il n'y a aucun modèlesous-jacent sur la contribution des migrants à l'économie ni sur la façon dont la migration modifie lestransitions entre les catégories sociales.Les proportions de transitions d’un groupe social à un autre ainsi « recalculées » diffèrent assez peu desproportions de départ. Ceci peut paraître paradoxal au vu du fait que la structure sociale des personnesissues de l’immigration se différencie fortement, avec notamment une sur-représentation des ouvriers. Ilfaut sans doute souligner ici que leur part dans l’ensemble de la population considérée dans les études demobilité sociale reste modérée : 12 % des hommes âgés de 40 à 59 ans 2 . Il est plausible que la migrationpuisse avoir un effet plus marqué dans des pays où la proportion de personnes issues de l’immigration estplus élevée, ce qui est par exemple le cas de la Suisse 3 .2 Un même exercice pourrait être reproduit sur les « immigrés » au sens strict (c’est-à-dire qu’on enlèvedu champ précédent les personnes nées en France), voire sur les immigrés récents, afin d’avoir desstructures sociales plus différenciées. Toutefois, le nombre d’individus en question serait également plusrestreint encore.3 Pays que Sauvy distinguait déjà comme celui « qui a, jusqu’ici été plus loin dans cette voie » [celle del’immigration comme vecteur d’ascension sociale pour les natifs].

Tableau 3. Comparaison des destinées observées pour les Français de naissance et sousl’hypothèse que les destinées sont celles de l’ensemble de la population résidenteGroupesocioprofessionneldu pèreobservé (Françaisde naissance)recalculé (tousagriculteurs résidents)chefsobservé (Françaisd'entreprise de naissance)recalculé (tousrésidents)cadresobservé (Françaisde naissance)recalculé (tousrésidents)professions observé (Françaisintermédiaires de naissance)recalculé (tousrésidents)employés observé (Françaisde naissance)recalculé (tousrésidents)ouvriers observé (Françaisde naissance)recalculé (tousrésidents)Ensemble observé (Françaisde naissance)observé(étrangers etFrançais paracquisition)agriculteursGroupe socioprofessionnel de l'enquêtéchefsd'entrepriseprofessionscadres intermédiaires employés ouvriers Ensemble27,6 5,8 9,8 18,0 8,0 30,824,9 6,2 9,5 17,6 8,0 33,90,7 22,6 24,0 24,3 8,3 20,20,6 23,5 22,7 23,3 8,1 21,80,4 6,5 53,9 24,4 7,0 7,80,4 7,0 52,7 24,1 7,1 8,70,4 9,4 23,3 37,1 11,2 18,20,3 7,2 32,5 32,5 10,0 17,40,4 5,6 22,1 29,4 16,6 26,00,3 5,9 21,0 28,3 16,4 28,20,7 6,4 10,8 23,5 13,2 45,40,6 6,5 10,0 22,0 12,7 48,114,512,18,612,010,941,94,5 8,3 19,9 24,7 11,3 31,3 100,00,5 11,1 11,9 15,8 9,3 51,3 100,0tous résidents 4,1 8,6 19,0 23,6 11,1 33,6 100,0Champ : hommes actifs ou anciens actifs, de 40 à 59 ans au moment de l'enquête.Lecture : 27,7 % des fils d’agriculteurs, Français de naissance sont eux-mêmes d’agriculteurs. Lorsque latable de mobilité sociale des hommes est calée de manière à ce que la structure sociale des enfants(enquêtés) soit la même que pour l’ensemble des résidents (Français de naissance, Français paracquisition, étrangers), cette proportion est de 24,9 %.Source : enquête FQP 2003.2. L’homogamie sociale : reconstitution de l’information sur le beau-père du conjointLa partie de l’ouvrage consacrée à l’homogamie (p. 78-81) soulève la difficulté d’obtenir la donnée sur legroupe social du beau-père à l’aide de FQP 2003. En effet, la question sur le groupe-social du beau-pèren’était pas posée dans l’enquête de 2003, contrairement à 1993. Retrouver cette information suppose

notamment que le conjoint, s’il existe, ait été interrogé. Ce n’est pas toujours le cas, notamment lorsque leménage compte trois personnes ou plus âgées de 18 à 65 ans (deux personnes seules étant alors tiréesau sort pour répondre).Lorsque la troisième personne est l’enfant de la personne de référence du ménage, on a récupéré ladonnée sur le grand-père maternel. Cette méthode, même si elle comporte des approximations (dans unefamille recomposée, le grand-père maternel de l’enfant ne correspond pas forcément au père de laconjointe), permet d’imputer dans de nombreux cas un groupe social au père du conjoint. Le gaind’information est très sensible pour les agriculteurs, sans doute en raison de comportements decohabitation spécifiques entre parents et enfants.Tableau 4. Proportion de valeurs manquantes sur le groupe social du beau-pèreGroupe socio-professionneldu beau-père : proportion devaleurs renseignéesSans AvecGroupe socioprofessionnell'information l'information surdu père du sur l'enfant l'enfant du"mari"du ménage ménageagriculteurs 30,7 9,0chefs d'entreprise 26,2 12,8cadres 19,8 7,9professionsintermédiaires 22,8 11,8employés 28,8 12,0ouvriers 27,2 11,5Ensemble 26,7 11,3Champ : hommes Français de naissance, âgés de 40 à 59 ans, vivant dans un ménage composé d’un ouplusieurs couples (avec ou sans enfants), personnes de référence du ménage.Source : enquête FQP 2003Note : les valeurs manquantes incluent les groupes « inconnu » (impossibilité de coder le groupe socialavec les informations recueilles). Au titre de comparaison, le groupe social du père de l’enquêté n’estmanquant (ou inconnu) que dans 4 % des cas.L’application de cette méthode a permis de proposer un équivalent, pour l’enquête 2003, des donnéesprésentées dans la précédente édition du Repères, lequel s’appuyait sur l’enquête FQP 1993 (où lesinformations sur les beaux-parents étaient directement demandées à l’enquêté). Le taux d'homogamieainsi calculé ainsi entre les parents de l’homme et ses beaux-parents apparaît très proche de celui obtenuavec l’enquête de 1993 (36 % en 2003, le Repères indiquant 38 % pour 1993).Cette question rentre en ligne de compte dans la préparation de la partie « mobilité sociale » de laprochaine enquête FQP. Depuis 1985, en effet, les informations sur les grands-parents alternent, dansl’enquête, avec celles sur les beaux-parents. Si l’information sur les beaux-parents peut être reconstituéepar appariement avec les questionnaires individuels d’autres membres du ménage, l’information sur lesgrands-parents devrait être privilégiée.

3. Autres remarquesIl est fait mention ici de quelques résultats et tendances pour lesquels le commentaire devrait sans douteêtre modifié :- les analyses ayant trait aux non-salariés et aux « petits patrons » (notamment p. 67 et suivantes)devraient prendre en compte la décroissance forte de leur nombre au cours des années 1990,bien documentée par ailleurs 4 . Par exemple, au sujet des cadres, p. 72, il n’est peut-être plusguère pertinent de commenter les mobilités en cours de carrière vers les « petits patrons »,lesquelles sont devenues un peu plus résiduelles encore (1,7 % des cadres [34 000 individus]contre 3,5 % entre 1998 et 2003 parmi les individus âgés de 20 à 64 ans en 2003). Pour lesmêmes raisons, le constat de « l’intensification des flux entre salariés et indépendants (etinversement » (p. 67), valable au cours des années quatre-vingt, est plus contestable au vu desannées quatre-vingt-dix.- la comparaison des lignées paternelles et maternelles (ressemble-t-on plus à son grand-pèrepaternel ou maternel ?), suggérée p. 81, soulève tout d’abord une question méthodologique. Ellesuppose en effet que les données concernant les deux grands-pères soient renseignées dansl’enquête. Or, cette condition exclut environ la moitié de l'échantillon. Cette réserve (notable)émise, les proportions d’individus ayant le même groupe social que leur grand-père sont trèsproches selon qu'on considère le grand-père paternel ou maternel, à l'exception des agriculteurspour lesquels la lignée paternelle domine. Ces résultats ne confirmeraient donc plus vraiment lescommentaires de la p. 81 selon lesquels « les petits-fils [seraient] un peu plus proches de leurgrand-père paternel que de leur grand-mère maternel ».4 Cf. M. Beffy (2006), « Moins d’artisans, des professions libérales en plein essor », France Portrait Social,pp. 139-157.