TRONCIN Le redoublement

- 423 -existe une variance systématique à un niveau autre que celui des élèves (τ 00 estsignificativement différent de 0), ce qui constitue une perspective plus intéressante.Tableau 77 : Modèle 1 « vide » estimant la décision de redoublement (2 niveaux)Effets fixes Coefficient Erreur standard t Ratio df (a) pConstante, B0Constante, G00 - 3,5930 0,1574 - 22,83 210 ***tel-00140531, version 1 - 6 Apr 2007Effets aléatoires Variance df (a) χ² pConstante, U0 3,01 210 867,80 ***(a) : degrees of freedom.Seuil de significativité des effets fixes : n.s. : non significatif ; * : significatif au seuil de 10 % ;** : significatif au seuil de 5 % ; *** : significatif au seuil de 1 % .En s’inscrivant dans le cadre théorique exposé supra 2 , nous pouvons calculer le coefficientde corrélation intra-classe, égal ici à 0,4778 3 . Il s’avère ainsi que 47,78 % de la variance dela décision de redoublement est entre les classes. Par « classes », nous devons comprendreun niveau autre (ou des niveaux autres) que celui des élèves n’incorporant que leurscaractéristiques individuelles. Il s’agit ensuite de vérifier si cette variance est significativeà chacun des trois niveaux contextuels considérés (les classes, les écoles, lescirconscriptions). Pour cela, nous construisons des modèles vides à trois niveaux, letroisième niveau étant soient les écoles, soient les circonscriptions 4 .1 1 / [1 + exp (3,5930)] = 0,02678.2 Cf. pages 277-278.3 3,01 / (3,01 + 3,29) = 0,4778. Nous rappelons que la variance intra-classe, sous la contrainte binomiale, estégale à π² / 3 (≈ 3,29).4 Cette construction successive nous est imposée par le logiciel de traitement statistique qui ne prend encompte simultanément que trois niveaux d’analyse.