Navigation – Plan du site
Varia

La dégradation de l’équité de l’école française dans les années 2000

The decline of equity in the French school system in the 2000s
La degradación de la equidad de la escuela francesa en los años 2000
Verschlechterung der Gleichheit im französischen Schulsystem in den 2000er Jahren
Denis Meuret et Marielle Lambert
p. 85-100

Résumés

L’équité de la scolarité obligatoire en France est appréhendée par trois indicateurs calculés à partir des données PISA de 2000 à 2009. Cette équité se dégrade fortement pendant cette période, en particulier entre 2003 et 2006, alors que, dans la moyenne des pays de l’OCDE, la tendance serait plutôt à l’amélioration. Une investigation des causes possibles de l’évolution française exclut une dégradation des conditions externes de l’enseignement, mais retient celle de l’équité en fin de primaire et donc incite à rechercher une cause commune au primaire et au collège. Une comparaison entre l’évolution de l’équité aux États-Unis et en France suggère que l’absence, en France, d’une régulation par les résultats des élèves les plus faibles fait partie de ces causes.

Haut de page

Texte intégral

1Début décembre 2010 ont été publiés les résultats de l’édition 2009 de l’évaluation internationale PISA (Programme international pour le suivi des acquis des élèves). Ils ont été largement commentés par les médias, bien davantage que ceux des éditions précédentes (2000, 2003, 2006). Ces commentaires ont souligné que les scores moyens des élèves français restaient, depuis 2000, proches de la moyenne des pays de l’OCDE. Ils ont aussi souligné le caractère préoccupant de plusieurs indicateurs liés à l’équité du système scolaire, notamment l’écart entre les scores les plus faibles et les plus forts et l’impact de l’origine sociale sur les scores. Cet article traite de ce second aspect. Il justifie d’abord l’usage de PISA et la notion d’équité retenue, puis mesure l’évolution de cette équité depuis 2000 et enfin, il propose une investigation des facteurs de cette évolution. Il est évidemment impossible de dégager ces facteurs de façon sûre et exhaustive, mais l’exercice doit être tenté puisqu’il est nécessaire à la discussion des politiques susceptibles de porter remède à cette situation.

PISA importe

  • 1  Depuis l’édition 2009, elle comprend la lecture de textes digitaux et l’usage de moteurs de recher (...)

2La qualité des épreuves de PISA procède des caractéristiques techniques et politiques de leur élaboration. Ces épreuves reposent sur une définition de chaque domaine de compétences (compréhension de l’écrit, mathématiques, sciences) élaborée collectivement par certains des meilleurs spécialistes mondiaux de l’enseignement de ces domaines. Dans le cadre de cette définition, les différents pays proposent des exercices qui sont validés par ce comité d’experts après avoir été testés. La définition de la « compréhension de l’écrit » dans PISA est ainsi beaucoup plus rigoureuse et riche que celle qui était à l’œuvre dans les précédentes évaluations internationales et dans la plupart des évaluations nationales. Elle inclut des écrits de plusieurs sortes ; elle mesure non seulement la capacité d’y prélever des informations, mais aussi de les interpréter (en apprécier les présupposés et les implications), de les évaluer (développer une compréhension fine de leur contenu afin d’émettre un jugement à leur propos et d’en mesurer la qualité et la pertinence1) et de réfléchir à leur sujet ; elle mobilise des questions ouvertes (53 %) davantage que des questions fermées (47%). Les critiques de « biais culturels », particulièrement virulentes en France après PISA 2000, se sont atténuées, en particulier parce que l’OCDE a montré que le classement des pays changeait fort peu selon qu’on les rangeait d’après le score PISA ou d’après un score calculé seulement à partir des exercices que chaque pays trouvait particulièrement proche de sa culture scolaire (OCDE, 2010a, p. 35). Chacun peut d’ailleurs se forger sa propre opinion sur les épreuves de PISA, dans les rapports de l’OCDE sur cette évaluation (par exemple OCDE, 2010a). Les épreuves de PISA renvoient à l’idée que l’école doit doter les élèves de capacités qui les aident à vivre dans le monde, à porter des jugements de façon autonome. Il est positif et important qu’autant de pays (soixante-cinq pour l’édition 2009) tiennent cette conception de l’école pour valide, qu’ils s’accordent pour évaluer leur système scolaire à une jauge identique, la même pour tous leurs élèves – c’est-à-dire en considérant que, quelles que soient leurs caractéristiques, il convient de nourrir pour eux une même ambition. Il est également important que ces pays s’accordent pour attribuer au moins autant d’importance à l’équité des systèmes scolaires qu’à leur efficacité.

L’équité

3Il existe plusieurs conceptions de l’équité d’un système scolaire. Les théories de la justice mettent l’accent sur des dimensions différentes. Bien que l’éducation ne figure pas parmi les « biens premiers » dont la distribution importe pour l’équité d’une société selon la Théorie de la justice de Rawls (1987), on peut tirer de son ouvrage une conception de l’équité de l’éducation fondée sur l’égalité des chances et, à (in)égalité des chances égale, sur la contribution des plus éduqués aux attentes des plus défavorisés (Meuret, 1999). Walzer (1997) ou Sen (2000) seraient sans doute plus attentifs à ce que les moins éduqués bénéficient tout de même d’un niveau d’éducation suffisant (Meuret, 2000). Parmi les citoyens et les gouvernements, certains, comme l’actuel gouvernement français, sont plutôt attachés à la justice du processus de sélection de l’élite. L’essentiel, pour eux, est de permettre aux meilleurs élèves des classes populaires d’avoir accès aux formations d’excellence. D’autres, plus proches de Condorcet, tiendront pour équitable un système qui offre « à tous les individus de l’espèce humaine les moyens de pourvoir à leurs besoins, d’assurer leur bien-être, de connaître et d’exercer leurs droits, d’entendre et de remplir leurs devoirs » (Condorcet, 1792, p.1). L’OCDE, dans ses analyses des données PISA, appréhende l’équité des systèmes scolaires en donnant la première place à l’impact du milieu social sur les compétences des élèves, une définition plus vaste que la justice du processus de sélection de l’élite. Elle s’intéresse aussi à la proportion d’élèves dont le score est inférieur au niveau 2 de son échelle, qui en compte six, à l’égalité des ressources entre les établissements scolaires quelle que soit l’origine de leurs élèves, à la proportion d’élèves « résilients » (réalisant un bon score alors qu’ils sont issus du quart inférieur de la pyramide sociale de leur pays, voir OCDE, 2010b).

  • 2  Ces trois indices ont été retenus dans un rapport pour la Commission européenne comparant l’équité (...)
  • 3  Exemple : le rapport entre le revenu des 20 % des ménages les plus riches et celui des 20 % les pl (...)

4Nous nous intéressons ici à l’évolution, entre 2000 et 2009, de trois indices de l’équité de la distribution des compétences à la fin de la scolarité obligatoire : le premier décile de la distribution des scores, qui témoignera des compétences des élèves les plus faibles ; la dispersion des scores, à travers l’écart type ou l’écart entre le premier et le neuvième décile, qui témoignera de l’écart entre les plus faibles et les plus forts ; l’influence du milieu social sur les performances des élèves, prise comme indice de l’inégalité des chances2. Nous distinguons davantage que l’OCDE l’équité de la distribution des compétences et celle des systèmes scolaires : la première est fonction, non seulement de la seconde, mais aussi des inégalités sociales. Par exemple, puisque les inégalités sociales sont plus grandes aux États-Unis qu’en France3, si les compétences sont distribuées aussi (in)également en France qu’aux États-Unis, il faut considérer le système scolaire américain comme plus équitable que le système scolaire français.

  • 4  Les économistes appellent « talents » les dispositions dont l’élève bénéficie sans en être respons (...)

5Le rapport de ces trois indices à la notion d’équité de l’éducation peut être ainsi décrit. Le score des élèves les plus faibles à quinze ans à PISA est une bonne estimation des compétences avec lesquelles ils affronteront la vie, compte tenu à la fois de la nature des épreuves de PISA et du fait que ces élèves-là vont probablement quitter le système scolaire peu après cet âge. Plus ce score est élevé, moins ces élèves seront handicapés par la faiblesse de leurs compétences à la sortie de l’école. Ce critère repose sur l’idée que toute société doit à ses enfants de les doter des capacités d’affronter le degré de complexité qu’elle a atteint. Cela implique qu’elle consacre, pour leur permettre d’atteindre ce seuil, davantage de ressources à ceux qui ont moins de « talents4 ». Deux approches de ce critère sont possibles. L’une est la proportion d’élèves située au-dessous d’un seuil jugé minimal, par exemple le niveau 1 sur l’échelle PISA ou encore le « socle commun de compétences et connaissances » prévu par la loi française de 2005. L’autre est le score moyen des plus faibles ou le score au-dessous duquel sont situés les x % d’élèves les plus faibles (x = 10 si l’on prend comme indice le premier décile de la distribution). Nous adoptons ici cette dernière mesure sur la base d’un suivi jusqu’à vingt et un ans des élèves de l’échantillon canadien de PISA 2000, qui met en évidence, nous semble-t-il, davantage une relation générale entre le score à PISA et la chance de poursuivre ses études qu’un score précis en deçà et au-delà duquel ces chances seraient d’ampleur très différente (OCDE, 2010e).

6L’écart entre les plus faibles et les plus forts est une estimation par défaut de l’inverse d’une « large dispersion de la propriété des atouts productifs et du capital humain constitué par l’éducation des capacités et des talents » (Rawls, 1987, p. 13), puisque, plus l’écart est grand entre forts et faibles, plus les meilleurs élèves concentrent le capital humain. Or, pour Rawls, cette dispersion est essentielle. Elle permet, écrit-il dans l’introduction à la traduction française de la Théorie de la justice, de « mettre tous les citoyens en position de gérer ses (sic) propres affaires et de participer à la co-opération sociale sur un pied de respect mutuel dans des conditions d’égalité ». C’est pourquoi il considère cette dispersion comme une des caractéristiques d’une société juste (Rawls, 1987, p. 13). Plus cet écart est grand – en particulier en compréhension de l’écrit, sans doute le domaine de PISA le plus utile à l’exercice de la citoyenneté –, plus on est loin d’une distribution juste.

7Enfin, nous considérerons que l’influence de l’origine sociale sur les performances scolaires est un indice de l’inégalité sociale des chances devant l’école. Plus cette influence est forte, dirons-nous, plus les chances de réussite sont inégales. PISA propose deux définitions de l’héritage social : une mesure de la position sociale des parents à partir de leur position professionnelle (ISEI, index international du statut socio-économique) et une mesure de la qualité de l’environnement social de l’élève qui ajoute à la dimension précédente le diplôme le plus élevé des parents et les biens éducatifs ou culturels dont l’élève dispose à la maison : livres, ordinateurs, etc. (IESCS, indice de statut économique, social et culturel). Nous utiliserons plutôt le second dans nos analyses, ce qui revient à considérer que l’équité requiert de compenser toutes les inégalités externes qui peuvent agir sur les apprentissages et pas seulement les inégalités associées directement à la situation professionnelle des parents.

8L’équité, ainsi définie, importe pour des raisons morales : elle fait partie du contrat implicite que l’école passe avec chaque élève. L’école, en effet, produit de l’inégalité entre les élèves les plus forts et les plus faibles, entre ceux qui ont les carrières scolaires les plus courtes et les plus longues. Si l’on juge en général ces inégalités légitimes, à l’inverse des inégalités sociales de réussite scolaire, c’est parce qu’on considère qu’elles accroissent le bien-être de tous et surtout qu’elles sont le produit d’un processus équitable, deux conditions pas forcément vérifiées en réalité. L’équité importe aussi pour les conséquences que l’on peut attendre d’elle sur la société. On ne dispose pas de résultats empiriques solides sur ces effets. Le manque – jusqu’à PISA – de données sur l’équité des systèmes scolaires, la difficulté à s’accorder sur une définition de l’équité, a gêné leur émergence. Toutefois, il est raisonnable de penser que l’équité de l’éducation a de bons effets politiques, en prévenant le ressentiment des individus lésés, en favorisant la confiance dans les institutions, en favorisant surtout le sentiment d’égalité, dont Tocqueville déjà disait qu’il était nécessaire à la démocratie ; qu’elle a de bons effets sociaux, en favorisant la tolérance et la cohésion sociale – on aura moins de chances de percevoir l’autre comme un spoliateur ou un dominateur potentiel si l’on sort de l’école en ayant le sentiment d’avoir été traité à l’égal des autres – ; qu’elle a de bons effets économiques : on a observé que la performance économique d’un pays n’était pas liée seulement aux performances de ses meilleurs élèves, mais aussi à celles des plus faibles (Wössmann & Hanushek, 2007 ; voir aussi OCDE, 2010a, p. 36). L’économie actuelle a besoin, considèrent les économistes, non seulement de chercheurs imaginatifs et d’ingénieurs innovants, mais aussi de techniciens et d’ouvriers capables d’adopter les innovations, de les mettre en œuvre, capables de travailler en groupe avec lesdits ingénieurs, ce qui suppose des compétences relativement élevées, même chez ceux qui n’iront pas tellement plus loin que la scolarité obligatoire (Murnane & Lévy, 2001).

L’évolution de l’équité de la répartition des compétences à quinze ans en France

9La tonalité générale des commentaires de PISA 2009 sur l’équité de l’école française est bien illustrée par cette phrase extraite d’un article de Luc Cédelle dans Le Monde du 4 janvier 2011 : « Le système éducatif français est excellent pour les bons élèves et impitoyable pour les autres. » Ce n’est pas tout à fait exact.

10D’une part, les bons élèves français ne sont pas si bons que cela. On peut s’en rendre compte en comparant le neuvième décile (D9) de la distribution des performances des élèves français – le score en dessous duquel se trouvent les neuf dixièmes des élèves du pays –, à celui de la distribution des élèves des autres pays.

11Le tableau 1 montre que les performances de notre élite scolaire à la fin de la scolarité obligatoire sont le plus souvent, comme celles de l’élève moyen, dans la moyenne de l’OCDE, rien de plus. En 2009 seulement, pour les mathématiques et l’écrit, le score est un peu supérieur. Une définition plus exigeante de l’élite scolaire donne les mêmes résultats. En 2009, 4,4 % des élèves français ont atteint au moins le niveau 5 de l’échelle de compétences de PISA, qui en compte six, dans les trois domaines à la fois, contre 4,1 % dans la moyenne de l’OCDE, un écart non significatif. Ils sont de 7 à 8 % dans les pays où l’élite scolaire est la meilleure (Australie, Nouvelle-Zélande, Finlande, Canada). Dans sept des trente-quatre pays de l’OCDE, ce pourcentage est significativement plus élevé qu’en France ; il est moins élevé dans neuf pays (OCDE, 2010a, tableau 137, p. 229). La croyance complaisante en l’excellence de notre élite est peut-être vraie après que ladite élite a été l’objet de soins intensifs dans les classes préparatoires, mais elle est fausse en fin de scolarité obligatoire. D’un point de vue méritocratique, on peut d’ailleurs estimer qu’une élite dont l’excellence se serait affirmée au cours de la scolarité obligatoire serait plus légitime qu’une élite dont l’excellence est acquise dans des institutions spécialisées après un tri qui peut transformer en grand avantage un faible écart de performances.

Tableau 1. Les scores de l’élite scolaire (D9) et leur évolution depuis 2000 en France et dans les pays de l’OCDE

2000

2003

2006

2009

Écrit

Écrit

Maths

Écrit

Maths

Sciences

Écrit

Maths

Sciences

France

619

614

628

614

617

623

624

622

624

OCDE

623

615

628

615

615

622

615

613

619

Source : base de données PISA des différentes éditions. Ces scores sont mesurés sur une échelle de moyenne 500 et d’écart type 100. Le score de la France est en gras et en italique quand l’écart avec l’OCDE est statistiquement significatif, c’est-à-dire quand l’écart observé est assez grand pour signaler de façon sûre un écart malgré les erreurs de mesure. Conformément aux recommandations de l’OCDE, il n’est fait état d’un domaine que lorsqu’il est ou a été le domaine principal d’une édition de PISA. « OCDE » désigne, dans ce tableau et les suivants, la moyenne des scores des pays de l’OCDE.

  • 5  60 % des élèves testés par PISA 2009 en France sont en seconde (générale ou professionnelle), 32 % (...)

12D’autre part, il n’est pas vrai que les résultats des élèves les plus faibles de l’école française aient toujours été aussi faibles qu’ils le sont aujourd’hui. Aux épreuves de PISA 2000, le score du premier décile était plus élevé dans le système scolaire français que dans la moyenne des pays de l’OCDE, nettement en mathématiques et en compréhension de l’écrit, moins nettement en sciences. L’écart entre les meilleurs et les plus faibles y était aussi inférieur à la moyenne des pays de l’OCDE, du moins en mathématiques et en compréhension de l’écrit. Ce qu’il importe de comprendre dès lors est moins quelles caractéristiques pérennes du système scolaire français en font un système inégalitaire que les raisons de l’accroissement des inégalités entre, d’un côté, la génération qui a passé le test au printemps 2000 et qui est entrée, pour ses non-redoublants5, au cours préparatoire en septembre 1990 et en sixième en 1995, et de l’autre côté, la génération qui a eu quinze ans en 2009 et qui est entrée, pour ses non-redoublants, au cours préparatoire en septembre 1999 et en sixième en 2004. Le tableau 2 retrace cette évolution.

Tableau 2. Évolution de l’équité des performances scolaires à la fin de la scolarité obligatoire pendant les années 2000, selon PISA

2000

2003

2006

2009

Écrit

Écrit

Maths

Écrit

Maths

Sciences

Écrit

Maths

Sciences

Moyenne France

505

496

511

488

496

495

496

497

498

Moyenne OCDE

499

496

501

494

500

502

497

500

504

D1 France

381

367

389

346

369

359

352

361

358

D1 OCDE

371

367

379

362

381

376

372

380

379

Écart entre faibles et forts France

92

97

92

104

96

102

106

101

103

Écart entre faibles et forts OCDE

96

97

93

99

92

95

94

92

95

Impact de l’environnement social France

43

45

43

48

51

54

51

53

52

Impact de l’environnement social OCDE

41

41

41

38

38

39

42

38

39

Lecture : D1 est le premier décile, soit le score au-dessous duquel se situent les 10 % des scores les plus faibles. L’écart entre faibles et forts est mesuré par l’écart type de la distribution des scores. L’impact de l’environnement social est mesuré par la variation de score associée à une augmentation donnée de l’indice ESCS. Ces scores sont mesurés sur une échelle de moyenne 500 et d’écart type 100, construite lorsqu’un domaine est pour la première fois le domaine principal et sur les pays de l’OCDE pour lesquels les données sont disponibles cette année-là. Les chiffres en gras et en italique signalent un écart significatif entre la situation en France et celle de la moyenne des pays de l’OCDE. Source : calcul des auteurs à partir de OCDE (2001, 2004, 2007, 2010a). La valeur « OCDE » est la moyenne simple des valeurs des vingt-six pays de l’OCDE pour lesquels les données sont disponibles de 2000 à 2009.

13Que dit ce tableau ?

141. Nos trois indicateurs d’équité signalaient en 2000, et encore en 2003, une situation plus équitable en France que dans la moyenne de l’OCDE : le score des élèves les plus faibles est supérieur à celui de leurs homologues ; l’écart entre les plus faibles et les plus forts, l’impact de l’environnement social sont similaires.

  • 6  Une étude de la Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance (MEN, Direction (...)
  • 7  Ces élèves ont reçu en effet un peu moins de scolarité puisque les taux de redoublement ont un peu (...)
  • 8  Elle a la même valeur dans deux pays (Belgique, Luxembourg), mais elle n’est plus forte dans aucun
  • 9  Elle a la même valeur dans un pays (le Mexique), mais elle n’est plus forte dans aucun.
  • 10  Dans quelques pays, elle est plus forte, mais en deçà de la limite de significativité (le Luxembou (...)
  • 11  Le premier décile est plus faible, mais de façon non significative, pour les pays suivants : les É (...)

152. La situation s’inverse en 2006, à la suite d’une dégradation forte de l’équité en France. Par exemple, entre 2003 et 2006, le score des plus faibles baisse de 21 points en compréhension de l’écrit et de 20 points en mathématiques. Sachant que l’OCDE estime à 39 points de l’échelle PISA le progrès moyen d’un élève au cours d’une année scolaire (OCDE, 2010b, p. 276), tout se passe comme si les élèves les plus faibles de la génération entrée au CP en septembre 1996 avaient reçu une demi-année scolaire de moins que la génération entrée au CP en septembre 19907. L’écart entre les faibles et les forts augmente, de façon significative en compréhension de l’écrit, non significative en mathématiques. L’impact du milieu social sur la performance augmente aussi, de façon significative en mathématiques, non significative en compréhension de l’écrit. Le résultat est que, pour les élèves qui ont eu quinze ans en 2006, l’équité de la distribution des compétences en France est, d’après PISA, une des pires de tous les pays de l’OCDE. En 2006, en mathématiques, l’influence du statut professionnel des parents n’est dans aucun pays de l’OCDE plus forte qu’en France8. Il en va de même en sciences9 et en compréhension de l’écrit10. Le score du premier décile, que nous avons pris comme indice des performances des élèves les plus faibles, est significativement plus faible qu’en France, dans les trois domaines à la fois, seulement dans les pays les moins développés de l’OCDE, le Mexique et la Turquie, auxquels il faut ajouter, si nous nous intéressons seulement aux mathématiques, la Grèce, le Portugal et l’Italie11.

  • 12  Nous employons l’expression « peut-être », parce que ces écarts sont en dessous de la limite de si (...)

163. De 2006 à 2009, la situation, assez triste comme on vient de le voir, ne s’améliore ni ne s’aggrave. La performance des plus faibles s’améliore peut-être12 un peu (+6) en compréhension de l’écrit, elle se dégrade sans doute un peu plus (-8) en mathématiques, reste stable (-1) en sciences. Comme, dans le même temps, le score des meilleurs s’est amélioré, l’écart entre faibles et forts a augmenté légèrement, au moins en mathématiques. En fait, l’écart des scores entre faibles et forts n’a cessé d’augmenter depuis 2000, de 2000 à 2006 parce que celui des plus faibles baissait tandis que celui des plus forts était stable, de 2006 à 2009 pour la raison inverse : le score des plus faibles reste à peu près le même, celui des plus forts s’améliore. L’écart de score associé à une unité supplémentaire de l’indice ESCS augmente (de façon non significative) dans les trois domaines. En moyenne pour les pays de l’OCDE, l’équité est restée stable, aussi bien entre 2006 et 2009 qu’entre 2000 et 2009 : le plus souvent, l’évolution des indicateurs atteste une amélioration trop faible pour être significative.

17Il est donc encore vrai en 2009 que, du point de vue de l’équité, la situation du système scolaire français est une des pires de l’OCDE. La valeur de l’indicateur qui mesure l’inégalité sociale de performance en compréhension de l’écrit, 51, est la plus forte de tous les pays de l’OCDE, après seulement la Nouvelle-Zélande, 52 (OCDE, 2010c, p. 11). Compte tenu des erreurs de mesure, cela ne signifie pas forcément que l’inégalité sociale des compétences de nos élèves soit la plus forte de l’OCDE, mais il est sûr qu’on ne peut affirmer d’aucun pays de l’OCDE que l’influence de l’origine sociale sur les compétences en lecture y soit plus forte qu’en France. Le score du premier décile en compréhension de l’écrit est plus faible qu’en France dans quatre pays de l’OCDE seulement : le Chili, le Luxembourg, Israël et le Mexique. Parfois avec des écarts inférieurs à la limite de significativité, le score du premier décile est plus élevé en Grèce, en Italie et aux États-Unis qu’en France (OCDE, 2010g, p. 149).

Enquête sur les causes de cette évolution

18En matière d’éducation, les causes sont souvent multiples et difficiles à mettre en évidence, ce qui n’interdit pas de rechercher des causes probables. Nous nous demanderons d’abord si l’on peut incriminer le thermomètre (PISA), puis des causes externes, avant de nous tourner vers des causes internes au système scolaire.

Le thermomètre

  • 13  Goldstein (2008, p. 70) leur reproche de reposer sur l’hypothèse, pas forcément vérifiée, que, d’u (...)

19Nous devons envisager la possibilité que ces évolutions ne soient pas réelles, mais l’effet de changements de l’instrument de mesure. La comparaison des scores dans le temps est un exercice difficile. Cependant, l’utilisation, pour le calcul des scores PISA, des modèles de réponse à l’item13 rend comparables les scores obtenus à des tests différents, par exemple entre le test de compréhension de l’écrit de 2000 et celui de 2009, dans la mesure où ces deux tests comportent un certain nombre d’items communs (items d’ancrage). Mais comme les items d’ancrage sont relativement peu nombreux, le risque d’erreurs de mesure est plus grand entre les scores d’un même pays à deux éditions différentes de PISA qu’entre les scores de deux pays à une même date (OCDE, 2010g, p. 25). Le périmètre des épreuves peut aussi poser problème. Pour cette raison, l’OCDE recommande de ne mesurer l’évolution d’un domaine qu’après que ce dernier a été le domaine principal de l’investigation, car c’est seulement après cela que les épreuves dans ce domaine empruntent aux mêmes échelles, ce pourquoi on présentera ici des évolutions entre 2000 et 2009 pour la compréhension de l’écrit, entre 2003 et 2009 pour les mathématiques et entre 2006 et 2009 pour les sciences. D’autres difficultés techniques existent (par exemple, certains items peuvent changer de place dans l’épreuve, d’une édition à l’autre, et donc être traités par les élèves à des moments plus ou moins propices à leur réussite) mais qui ne nous semblent pas de nature à modifier de façon significative les écarts évoqués ici.

Les causes externes

20Notre expérience est que, invités à estimer ce qui peut être à l’origine de cette dégradation de l’équité scolaire, les acteurs du système éducatif incriminent la hausse des inégalités ou la dégradation de la situation sociale. L’influence du milieu social et l’écart entre les élèves les plus forts et les plus faibles augmenteraient parce que les inégalités de revenus augmenteraient. Le niveau des plus faibles baisserait parce que le taux de pauvreté ou le taux de précarité s’accroîtrait. Nous proposons de tester cette hypothèse en considérant deux points : c’est durant les cinq années qui précèdent la passation du test PISA (durant les quatre années de collège et la seconde de ceux qui font une scolarité « normale ») que se forgent le plus directement les conditions de réussite à ce test ; et la situation sociale lors de l’année médiane des deux périodes donne une approximation admissible de la situation sociale moyenne lors de ces deux périodes. Cela nous conduit à comparer l’année 1997, pour la génération testée par PISA 2000, à l’année 2006, pour la génération testée par PISA 2009. Une dégradation de la situation sociale peut se traduire par un accroissement de la précarité, du chômage ou des inégalités. Les données du tableau 3 montrent, à notre sens, que la dégradation de l’équité scolaire en France ne s’explique pas par l’évolution des conditions sociales.

Tableau 3. Évolution des conditions sociales en France de 1997 à 2006

1997

2003

2006

Taux de pauvreté (revenus inférieur à la moitié du revenu médian)

7,8 %

7,0 %

7,0 %

Taux de précarité (pourcentage de salariés occupant un emploi précaire)

11,4 %

11,4 %

11,9 %

Taux de chômage au sens du BIT

11,2 %

8,9 %

9,4 %

Inégalités de niveau de vie (D9 / D1)

3,5

3,4

3,4

Sources : INSEE première no 1311 pour le niveau de vie (le revenu disponible des ménages, y compris les prestations sociales, diminué des impôts directs ; D9 est le revenu en dessous duquel se situent neuf ménages sur dix, D1 celui au-dessus duquel se situent neuf ménages sur dix) ; observatoire des inégalités pour le taux de précarité (http://www.inegalites.fr/​spip.php?article957&id_mot=74, consulté le 12 décembre 2011) et pour le taux de pauvreté (http://www.inegalites.fr/​spip.php?article270, consulté le 12 décembre 2011) ; INSEE pour le taux de chômage (http://www.ladocumentationfrancaise.fr/​dossiers/​emploi/​chiffres-cles.shtml, consulté le 12 décembre 2011).

  • 14  En revanche, l’écart de score entre ces élèves et les non-immigrés a augmenté entre 2000 et 2009. (...)
  • 15  Il se peut encore qu’ait joué un accroissement des disparités géographiques entre des indices dont (...)

21Cependant les indices du tableau 3 n’excluent pas que la proportion de familles disposant de ressources culturelles faibles ait pu augmenter entre 2000 et 2009, par exemple les familles immigrées. En fait, le pourcentage d’élèves issus de l’immigration (première ou seconde génération) parmi les élèves testés est passé de 12 % en 2000 à 13 % en 2009, une évolution en deçà du seuil de significativité (OCDE, 2010b, fig. V4.6, p. 8014). Il faut aussi, semble-t-il, exclure ce type de cause externe15.

22Il reste cependant une autre possibilité que l’on peut tenir pour externe. En supposant, comme ci-dessus, que le score PISA dépend surtout de ce qui se passe au début de l’enseignement secondaire, nous devons considérer comme un facteur externe le fait que les élèves des cohortes de PISA 2006 et 2009, et particulièrement les plus faibles et les plus défavorisés d’entre eux, aient pu arriver en sixième avec un niveau plus faible que les élèves entrés en sixième en 1995, qui ont passé PISA 2000, ou que les élèves entrés en sixième en 1998, qui ont passé PISA 2003.

23Il se trouve que c’est le cas. La Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance a publié une comparaison alarmante des scores des élèves de CM2 à vingt ans de distance, de 1987 à 2007 (MEN, Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, 2008). Rappelons ces résultats. En lecture, 66 % des élèves de 2007 ont un score inférieur au score de l’élève médian de 1987 ; 21 % des élèves de 2007 sont sous le score au-dessous duquel se situaient seulement 10 % des élèves de 1987. Par ailleurs, 8 % seulement des élèves de 2007 se situent au-delà du score au-dessus duquel se situaient 10 % des élèves en 1987. En bref, s’agissant de la capacité de comprendre un texte, le niveau de l’élite baisse, le niveau moyen baisse davantage et le niveau des élèves les plus faibles baisse davantage encore. L’évolution est pire en mathématiques : le score moyen a baissé de sorte que 80 % des élèves de 2007 ont un score inférieur au score de l’élève médian de 1987 ; par ailleurs, 32 % des élèves sont sous le score au-dessous duquel se situaient seulement 10 % des élèves en 1987 et 4 % seulement des élèves se situent au-delà du score au-dessus duquel se situaient 10 % des élèves en 1987. En dictée, le nombre moyen de fautes passe de 10,7 à 14,7 ; il augmente pour toutes les catégories sociales, davantage pour les enfants d’ouvriers que de cadres ou de professions intellectuelles. Ces deux évaluations comportent, en lecture et en mathématiques, des points intermédiaires qui nous seront utiles pour tenter d’évaluer, grossièrement, la contribution de ces évolutions à celles des scores de PISA.

  • 16  Cet écart type est de 92 points (OCDE, 2001, p. 253). L’écart type de la distribution des scores d (...)

24Essayons d’approcher l’influence que cette dégradation de la situation en CM2 peut avoir sur celle de la situation à PISA, en distinguant la période 2003-2006, où l’équité a fortement baissé, et la période 2006-2009, où elle s’est plutôt stabilisée. La majorité des élèves de PISA 2003 et PISA 2006 était au CM2 respectivement en 1997-1998 et en 2000-2001. En compréhension de l’écrit, selon la note de la Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, la quasi-totalité de la baisse des performances au CM2 s’est produite entre 1997 et 2007, ce qui entraînerait, en supposant une baisse linéaire de 1997 à 2007, que, de 1997-1998 à 2000-2001, la baisse soit à peu près 0,3 fois celle qu’on observe entre 1997 et 2007, soit une baisse de 0,15 écart type de la distribution des scores en CM2 de 1987. Convertie en scores PISA, en supposant que l’enseignement du secondaire n’a ni aggravé ni compensé les évolutions dont il hérite, cette baisse se traduirait par celle du score PISA de 0,15 fois l’écart type de la France en 200016, soit de 14 points environ. Cette baisse est plus importante que celle du score de compréhension de l’écrit entre 2003 et 2006 (8 points). On sait peu de choses sur le lien entre les performances d’une population en début de période et sa performance en fin de période, mais nous pouvons faire l’hypothèse que la dégradation des performances du primaire explique une part importante de celle observée à PISA, d’autant qu’elles ont la même structure : baisse des scores moyens, baisse plus faible des scores de l’élite scolaire, baisse plus forte du score des élèves les plus faibles, d’où résulte une augmentation de l’écart entre les plus faibles et les plus forts.

25En mathématiques, la baisse des scores de CM2 est très forte de 1987 à 1999 ; elle continue, mais de façon nettement ralentie, de 1999 à 2007 (MEN, Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, 2008). Entre 1997-1998 et 2000-2001, la baisse est donc modérée. Le même type de calcul conduit à estimer la baisse des scores de CM2 pour les populations qui passeront plus tard PISA 2003 et PISA 2006 à un dixième d’écart type (de la distribution des scores en CM2 en 1987), soit, avec les mêmes conventions que ci-dessus, à 9 points de l’échelle PISA, soit les deux tiers de la baisse de 15 points constatée sur le score de mathématiques entre 2003 et 2006. Malgré le caractère approximatif de ce genre de calcul, il permet à nouveau, cette fois pour les mathématiques, de penser que l’évolution des scores du primaire est pour quelque chose dans celle des scores de PISA, d’autant que cette évolution a, pour les mathématiques comme pour la compréhension de l’écrit, la même structure qu’elle.

26La majorité des élèves de PISA 2006 et PISA 2009 étaient au CM2 respectivement en 2000-2001 et 2003-2004. Entre ces deux années, la dégradation des performances au CM2 se poursuit, faiblement en mathématiques, plus fortement en lecture. En revanche, on l’a vu, on peut estimer que la situation se stabilise plutôt du côté de PISA. Il n’est donc pas interdit d’imaginer que, sans la poursuite de la baisse des scores au CM2, on aurait assisté à une amélioration de la situation à PISA.

27Cette exploration des causes externes nous conduit donc à exclure l’hypothèse de la dégradation sociale et à penser que l’enseignement primaire porte une bonne part de responsabilité dans la dégradation de l’équité observée par PISA dans les années 2000. Cependant, des mécanismes propres au collège doivent avoir joué sur la dégradation de l’efficacité et de l’équité entre 2003 et 2006, puisque la baisse au CM2 concerne toutes les générations de PISA 2000 à PISA 2009 et non ces trois-là seulement, qui ont subi la plus forte baisse à PISA. Il convient donc d’explorer de possibles causes internes.

Des explications internes ?

28Deux explications possibles doivent d’abord être éliminées. D’une part, entre 2003 et 2006, nulle ouverture supplémentaire de l’enseignement secondaire, nul accueil de catégories autrefois exclues qui auraient pu faire « baisser le niveau ». En 2003, cela fait à peu près dix ans que l’enseignement du second degré a cessé de s’ouvrir et, bien sûr, ce phénomène ne peut être invoqué pour expliquer la dégradation des résultats du primaire. D’autre part, on peut estimer grossièrement que, de 2003 à 2006, la proportion de professeurs (du premier comme du second degré) issus des IUFM est passée de 5 à 12 %. Même si l’on a une opinion négative de la formation donnée par ces instituts, on trouvera peu probable qu’un si faible accroissement puisse avoir eu un effet si délétère.

29Plus sérieuse est l’hypothèse que, de 1997 à 2006, même si la pauvreté n’a pas augmenté, les élèves pauvres se soient davantage trouvés rassemblés dans les mêmes établissements. Ce pourrait être une explication à la chute de l’équité. En effet, Monseur et Crahay (2008) ont établi, à partir des données PISA, que la ségrégation sociale entre les établissements est associée à une moindre équité, ainsi, d’ailleurs, qu’à une moindre efficacité des systèmes scolaires. La ségrégation entre établissements scolaires a fait l’objet de plusieurs études locales (en région parisienne, notamment) mais de peu d’études à la fois nationales et longitudinales. À notre connaissance, une seule étude couvre l’évolution nationale de la ségrégation dans les collèges publics pendant la période qui nous intéresse : 1997-2006. Trancart (2011) étudie la ségrégation dans les collèges publics avec plusieurs indices de ségrégation, notamment la proportion d’élèves qui devraient être changés d’établissement pour arriver à une situation égalitaire (l’indice de dissimilarité). Pour la période 1997-2006, elle observe une stabilité de la ségrégation sociale des élèves défavorisés et une « légère accentuation » de la ségrégation sociale des élèves très défavorisés (on peut estimer à partir de ces données que, de 1997 à 2006, le pourcentage d’élèves très défavorisés qu’il faudrait changer d’établissement pour arriver à une absence de ségrégation passe de 28 à 33 %). Ces évolutions semblent d’ampleur bien trop faible pour expliquer plus que de façon marginale la dégradation des indicateurs d’équité entre 2000 et 2009.

  • 17  Ces années-là, on pouvait entendre à la télévision un professeur (de philosophie, exerçant en banl (...)

30Une autre hypothèse est politique. Alors que, on l’a vu, l’équité s’est particulièrement dégradée entre 2003 et 2006, les élèves de PISA 2006 ont fréquenté à partir de la cinquième un collège gouverné au nom d’un discours auquel les élèves de PISA 2003 n’avaient été exposés que les quelques mois de la seconde (de la troisième pour les redoublants) qui précédaient l’épreuve PISA. Le premier, le ministre Luc Ferry (de 2002 à 2004) a rompu avec le discours moderniste tenu par ses prédécesseurs depuis 1945. Auparavant, le récit du gouvernement de l’école disait que l’ouverture et la modernisation progressive de l’école faisaient écho à la modernisation et au progrès de la société. Luc Ferry (2003) l’a remplacé par un récit selon lequel l’école au contraire devait se raidir contre les dérives anomiques de la société (hédonisme, hyperindividualisme). Ce discours pouvait favoriser, chez certains professeurs, un certain mépris de leurs élèves les plus faibles, dont on peut penser qu’il leur a nui17. Ce pessimisme à l’endroit des jeunes devait conduire au projet d’ouvrir la possibilité de commencer l’apprentissage dès quatorze ans, une mesure annulée en 2007. PISA aurait pu permettre de tester cette hypothèse, puisqu’elle comprend, outre les épreuves scolaires, un questionnaire qui interroge l’élève, entre autres, sur les pratiques de ses professeurs et sa relation avec eux, mais les questions sur le soutien reçu des professeurs des éditions 2000 et 2003 n’ont pas figuré dans l’édition 2006 : de sorte que l’hypothèse Ferry reste théorique.

31Ses successeurs (François Fillon, de  2004 à 2005, et Gilles de Robien, de  2005 à 2007) en tirèrent des conséquences pratiques. En particulier, ils ont pris des mesures censées « restaurer l’autorité » dans le second degré. La restauration de l’autorité devait, selon ses promoteurs, profiter d’abord aux élèves les plus faibles et les plus pauvres, davantage exposés au désordre scolaire. Cette politique s’est traduite par une forte augmentation du nombre de conseils de discipline, lesquels ont par ailleurs compté, à partir d’une circulaire de juillet 2004, une plus grande proportion de représentants du personnel et une moindre proportion de personnes susceptibles de prendre la défense de l’accusé. Il est probable que cette augmentation du nombre de conseils de discipline ait entraîné celle du nombre d’élèves transférés d’un établissement à l’autre. Or, il se trouve que PISA 2009 aborde cette question et qu’on peut observer que les pays où ces transferts sont les moins nombreux sont aussi les pays les plus efficaces et les plus équitables (OCDE, 2010c, p. 17). Il est donc possible de soupçonner que la « restauration de l’autorité » ait desservi, et non servi, les progressions scolaires des élèves les plus faibles et les plus pauvres, davantage exposés à cette reprise en main.

  • 18  L’OCDE avertit que les comparaisons internationales de ce type d’indice peuvent être affectées par (...)
  • 19  Calcul des auteurs à partir de la base de données PISA. L’agrégation consiste à faire la somme des (...)

32Cette hypothèse peut être étudiée à travers l’indice de « climat de la classe » que permet de calculer le questionnaire élève de PISA. C’est en effet à travers le climat de la classe que la « restauration de l’autorité » peut améliorer (selon les ministres) ou dégrader (selon notre hypothèse) l’équité de l’apprentissage des élèves. Cet indice rassemble le degré d’accord des élèves à cinq questions sur ce climat : « Dans la plupart des cours de… [français] », « les élèves n’écoutent pas ce que dit le professeur », « il y a du bruit et du désordre », « le professeur doit attendre longtemps que les élèves se calment », « les élèves ne peuvent pas bien travailler », « les élèves ne commencent à travailler que longtemps après le début de la classe ». Notre hypothèse voudrait que l’indice de climat de la classe présente des inégalités plus prononcées en 2006 qu’en 2003 entre faibles et forts ou selon l’origine sociale. Les données ne permettent pas de calculer cet indice en 2006, mais la comparaison entre 2000 et 2009 ne confirme pas l’hypothèse18. En 2009, le score de désordre calculé par l’OCDE à partir de ces questions est significativement plus élevé en France que dans la moyenne de l’OCDE, et, sur deux des cinq questions de l’indice, la situation s’est aggravée entre 2000 et 2009 (OCDE, 2010g, p. 189). La restauration de l’autorité semble avoir été une stratégie plutôt inefficace. Cependant, elle ne semble pas avoir eu les effets inégalitaires prédits dans notre hypothèse. L’inégalité des situations de désordre entre élèves faibles et forts n’a pas augmenté en France, elle a plutôt diminué, moins cependant que dans les autres pays de l’OCDE. En 2009, cette inégalité demeure un peu plus forte en France que dans la moyenne des pays de l’OCDE (de 0,5 point sur une échelle de 2019). Il en va de même pour l’inégalité de ces situations entre élèves dont l’environnement social est favorable et ceux dont il est défavorable (d’après l’indice OCDE de l’environnement social, ESCS).

33Notre test est loin d’être parfait (on ne peut exclure que les écarts se soient creusés entre 2003 et 2006, puis réduits ensuite ; il suppose qu’une situation observée au moment de la passation de PISA puisse être étendue aux années qui précèdent cette passation) mais il n’indique pas que la « restauration de l’autorité » ait eu des conséquences sensibles sur l’inégalité des conditions d’apprentissage des élèves. Par ailleurs, ce test appuie l’idée que l’explication par une augmentation de la ségrégation est peu probable. Ce qu’on craint, en effet, de la ségrégation, c’est qu’elle creuse les inégalités entre des établissements « bien fréquentés » où les conditions sont propices à l’apprentissage et des établissements « mal fréquentés » où elles ne le sont pas. Un accroissement de la ségrégation aurait donc dû se traduire par un accroissement des inégalités de désordre en classe.

  • 20  Calculs des auteurs à partir de la base de données PISA.
  • 21  Par exemple, en 2000, 62 % des élèves déclaraient en France : « La plupart des professeurs écouten (...)

34L’hypothèse d’une aggravation des conditions de scolarisation des plus faibles ou des plus défavorisés peut aussi être testée à travers une autre question du questionnaire élève de PISA : « La plupart de mes professeurs me traitent avec justice » (tout à fait d’accord, d’accord, pas d’accord, pas du tout d’accord). Il a en effet été montré que les élèves qui ont le « sentiment d’être traités avec justice » progressent davantage que les autres, sous contrôle des principaux autres facteurs de progression (Grisay, 1997). L’hypothèse est que le mépris légitimé par le discours de Luc Ferry comme la volonté de restaurer l’autorité aient encouragé des comportements injustes envers les élèves faibles ou socialement défavorisés. Elle voudrait donc que les écarts entre faibles et forts ou entre défavorisés et favorisés aient augmenté de 2003 à 2006. Ici encore, la donnée manque dans le questionnaire 2006, de sorte que nous pouvons seulement comparer 2000 ou 2003 et 2009. En réalité, l’évolution des sentiments de justice est une des meilleures nouvelles de PISA 2009. En 2003, 63 % des élèves s’estimaient traités de façon juste par la plupart de leurs professeurs, ils sont 88 % en 2009, une proportion nettement plus élevée que dans la moyenne des pays de l’OCDE (79 %). De plus, l’inégalité entre les sentiments de justice des forts et des faibles, des favorisés et des défavorisés a plutôt tendance à se réduire ; elle est du même ordre de grandeur que dans la moyenne des pays de l’OCDE, alors qu’elle était bien supérieure en 200320. D’une façon générale, du reste, les différents indicateurs de la qualité des relations entre élèves et professeurs ne se sont pas dégradés en France entre 2000 et 2009, comme d’ailleurs dans la moyenne des pays de l’OCDE, dont les valeurs françaises étaient et demeurent très proches21. L’hypothèse d’un traitement plus injuste des élèves faibles ou « défavorisés », du moins d’un plus grand sentiment d’injustice, est donc démentie. D’une façon générale, la dégradation de l’équité ne semble pas due à une dégradation des relations entre enseignants et élèves ou à un creusement des inégalités de désordre en classe.

35Nous proposons donc une autre hypothèse qui a trait à la régulation du système scolaire. C’est un diagnostic partagé parmi les chercheurs (Meuret & Duru-Bellat, 2003 ; Maroy, 2006 ; Mons, 2007) que la régulation traditionnelle du système scolaire français s’est affaiblie (inspections moins fréquentes et moins invasives, programmes et horaires d’enseignement laissant davantage d’autonomie aux acteurs) sans qu’un autre mode de régulation s’y soit substitué. La chute de l’équité serait expliquée par l’affaiblissement de la régulation de la façon suivante : les pratiques des différents acteurs viseraient des objectifs plus divers, il y aurait moins de cohérence entre leurs actions, cela nuirait en particulier aux apprentissages des élèves les plus faibles dans les disciplines de base. On sait en effet que ces derniers sont particulièrement sensibles à l’efficacité de l’enseignement qu’ils reçoivent (Grisay, 1997). Par ailleurs, la pression des parents, moindre dans les établissements des quartiers populaires (van Zanten, 2001), y pallierait moins qu’ailleurs la faiblesse de la régulation administrative.

36La plupart des pays qui ont connu de nouveaux modes de régulation ont implanté au cours des années quatre-vint-dix des procédures dites de « régulation par les résultats » en français et d’« accountability » en anglais. L’objectif déclaré de ces politiques est d’accroître l’efficacité et l’équité des systèmes scolaires en incitant les acteurs à se soucier davantage de la progression des élèves, en particulier des plus faibles. Elles sont controversées. Leurs détracteurs les accusent de produire inefficacité – en démoralisant les enseignants, en leur faisant perdre leur professionnalisme – et inéquité – en favorisant la ségrégation académique, puisque les établissements ont intérêt à attirer les meilleurs élèves pour avoir les meilleurs résultats. De façon plus vague, elles sont tenues par de nombreux auteurs pour une forme « néolibérale » de gouvernement de l’école, qui plaque une logique entrepreneuriale, celle de l’efficacité à court terme, sur une institution étrangère à cette logique (Lessard & Meirieu, 2005).

  • 22  Comme dans le cas d’autres politiques systémiques (le choix de l’école, par exemple), l’usage des (...)

37Il est difficile d’évaluer l’efficacité de ces politiques au moyen des comparaisons internationales, en particulier parce qu’elles diffèrent d’un pays à l’autre et qu’elles s’insèrent dans des contextes différents. Cependant les comparaisons internationales, à partir de PISA 2009, sur différentes composantes de ces politiques, ne mettent en évidence aucune relation significative entre elles et la performance des systèmes scolaires, sous contrôle ou non de la richesse du pays (OCDE, 2010f, p. 6322).

38Toutefois, leurs effets sont peut-être plus nets sur l’équité de l’enseignement que sur son efficacité. Sans, bien sûr, qu’on puisse en déduire une relation de cause à effet, on observe que, sur les huit pays de l’OCDE dont l’équité de la distribution des scores de compréhension de l’écrit s’est améliorée entre 2000 et 2009 (OCDE, 2010g, p.149 et 163), deux (Allemagne et Suisse) n’utilisent que peu les données sur les performances des élèves soit pour informer, soit pour prendre des décisions, deux autres (Danemark, Norvège) les utilisent fréquemment dans une seule de ces perspectives, tandis que quatre (États-Unis, Canada, République tchèque, Portugal), les utilisent fréquemment dans ces deux perspectives (OCDE, 2010h, p. 51). Inversement, si l’on peut dire, on observe que, parmi les seize pays de l’OCDE qui utilisent fréquemment les données sur les résultats des élèves dans les deux perspectives ci-dessus, et sur les treize pays dont les données sont disponibles, trois ont connu une augmentation significative du premier décile, cinq une augmentation non significative, quatre une baisse non significative et un seul (la Suède) l’a vu baisser significativement ; cinq ont connu une baisse significative de l’impact du milieu social (Chili, Canada, République tchèque, Mexique et États-Unis), trois ont vu au contraire cet impact augmenter significativement (Corée, Islande, Suède). Ce tableau semble indiquer que la régulation par les résultats peut favoriser l’équité, mais ne la favorise pas dans toutes ses versions et dans toutes les circonstances.

39L’exemple des États-Unis est intéressant puisque la loi No child left behind (2002) y a mis en place un dispositif d’accountability visant particulièrement à améliorer la performance scolaire des élèves faibles ou pauvres. Cette loi porte à la fois sur le premier et le second degré. Elle fixe pour objectif que tous les élèves américains doivent avoir atteint en 2014 un certain niveau (exigeant) dans les disciplines de base. Il en résulte que, chaque année dans chaque école, la proportion d’élèves de chaque groupe social ou ethnique atteignant ce niveau doit augmenter évidemment davantage pour les groupes (noirs, hispaniques, pauvres…) qui sont le plus loin de l’objectif. Si un seul de ces groupes n’améliore pas son score autant que requis, l’école entre dans une procédure qui combine aide (diagnostic, formation) et pression (autorisation aux élèves d’aller dans une autre école publique par dérogation à la carte scolaire, obligation de fournir des cours de soutien, etc.), pression qui peut in fine culminer dans la fermeture de l’école. L’étude empirique des effets de ces politiques aux États-Unis est soit transversale (les États et districts qui en sont dotés font-ils mieux que ceux qui n’en sont pas dotés ?) soit longitudinale (les élèves apprennent-ils mieux après qu’avant leur mise en œuvre ?). Quant à l’effet de ces politiques sur le score moyen des élèves (efficacité), les résultats sont contrastés. En général, les économistes (par exemple Hanushek & Raymond, 2003) trouvent des résultats plus positifs que les chercheurs en éducation (par exemple Amrein & Berliner, 2002). D’un point de vue longitudinal, l’évolution des performances des élèves américains avait été jugée positive juste après 2003 mais la progression s’est ralentie entre 2007 et 2009, ce qui a attiré sur la loi No child left behind la critique de personnalités qui y étaient autrefois favorables (Ravitch, 2009). En revanche, il semble que l’effet de ces dispositifs sur les performances scolaires des élèves faibles soit positif. En témoignent certaines recherches américaines sur les dispositifs antérieurs à la loi (Skrla, Johnson, Scheurich et al., 2004 ; Figlio & Rouse, 2006) ou sur les incitations prévues par elle (Springer, 2008). Une comparaison de l’évolution de l’équité des scores PISA en France et aux États-Unis va dans le même sens, comme le montre le tableau 4 ci-dessous.

Tableau 4. Évolution de l’équité des performances scolaires de 2000 à 2009 selon PISA. Une comparaison entre la France et les États-Unis

  • 23  Ces données, comme celles du tableau 2, sont issues des rapports des différentes éditions de PISA. (...)

Compréhension de l’écrit

Mathématiques

Sciences

2000

2003

2009

2009-2003

2003

2009

2009-2003

2006

2009

2009-2006

Moyenne France

505

496

496

0

511

497

-14

495

498

+3

Moyenne États-Unis

504

495

500

+5

483

487

+4

489

502

+3

D1 France

381

367

352

-15

389

361

-28

359

358

-1

D1 États-Unis

363

361

372

+11

356

368

+12

349

374

+25

Dispersion France

92

97

106

+9

92

101

+9

102

103

+1

Dispersion États-Unis

105

101

97

-4

95

91

-4

106

98

-8

Impact ESCS France

43

45

51

+6

43

53

+10

54

52

-2

Impact ESCS États-Unis

47

47

42

-523

45

40

-5

49

42

-7

Lecture : les scores sont exprimés sur une échelle de moyenne 500 et d’écart type 100. Les écarts significatifs entre la France et les États-Unis sont en gras et en italique. La comparaison avec l’année 2009 est faite à partir de l’année 2003 (la première année où la loi No child left behind est mise en œuvre) sauf dans le cas où le domaine considéré a été le domaine principal de PISA seulement après 2003. Source : bases de données PISA.

  • 24  En reprenant les années utilisées pour la France dans le tableau 3, l’indice de Gini est, aux État (...)

40Il ressort de ce tableau qu’entre 2003 et 2009, selon les trois indices retenus, l’équité s’améliore aux États-Unis dans les trois domaines de compétence, tandis qu’elle se dégrade en France dans ces trois domaines. Le score des plus faibles augmente aux États-Unis, parfois de façon spectaculaire (sciences), tandis qu’il baisse en France, parfois de façon spectaculaire (mathématiques) ; l’écart entre forts et faibles diminue dans les trois domaines aux États-Unis tandis qu’il augmente en France. L’influence de l’environnement social sur le score augmente en France en mathématiques et en compréhension de l’écrit ; elle diminue dans les trois domaines aux États-Unis. Le résultat est que, en 2009, dans les trois domaines et concernant les trois indices, la situation est moins inéquitable aux États-Unis qu’en France, alors que c’était l’inverse en 2003 (à l’exception de l’effet ESCS en sciences). Parfois en deçà de la limite de significativité, ces évolutions, ces écarts, sont néanmoins remarquables de cohérence. Rappelons aussi que, comme les inégalités sociales se sont accrues aux États-Unis pendant cette période24 tandis qu’elles sont restées stables en France (voir le tableau 3 ci-dessus), l’évolution de l’équité des deux systèmes scolaires est probablement encore plus contrastée que celle des performances scolaires de leurs élèves respectifs.

41On peut remarquer aussi qu’en compréhension de l’écrit, le seul domaine où l’on peut comparer l’évolution de nos trois indices d’équité, avant et après la loi No child left behind, cette évolution est, aux États-Unis, plus favorable après qu’avant 2003. En revanche, le contraste est moins net sur l’évolution du score moyen, comme si les effets de la loi avaient été plus positifs sur l’équité que sur l’efficacité de l’enseignement.

42L’effet de No child left behind sur l’équité de l’enseignement primaire peut, lui, s’observer à travers les scores des élèves américains du grade 4 (notre CM1) au NAEP (National assessment of educational progress), une évaluation nationale sur échantillon qui permet de mesurer l’évolution des performances des élèves américains depuis 1970. Le NAEP observe le score moyen et l’écart entre élèves de différentes appartenances ethniques, le plus commenté étant l’écart entre élèves blancs et noirs. Il fait apparaître une évolution positive, pas toujours plus rapide après qu’avant 2003.

Tableau 5. Évolution des scores des élèves américains au NAEP (grade 4)

Mathématiques

1996

2003

2009

Moyenne

224

235

240

Écart entre Blancs et Noirs

34

27

26

Lecture

1998

2002

2009

Moyenne

217

218

221

Écart entre Blancs et Noirs

32

30

26

Source : Nation’s report card pour les moyennes et un rapport du National assessment governing board pour les écarts. Les échantillons du NAEP étant de grande taille, même de faibles écarts sont significatifs.

43Ce tableau 5 témoigne d’une diminution réelle de l’écart entre Blancs et Noirs en un peu plus de dix ans. Cette diminution n’est pas plus rapide après la loi No child left behind qu’avant, ce qui n’indique pas un effet très fort de la loi, du moins si l’on suppose que, sans la loi, la tendance antérieure se serait poursuivie à l’identique. Toutefois, telle quelle, cette évolution des inégalités sociales est sans conteste préférable à l’écart croissant du nombre de fautes en dictée entre enfants d’ouvriers et de cadres au CM2 français (MEN, Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, 2008).

Conclusion

44Nous avons mis en évidence une forte baisse de l’équité du système scolaire français entre 2000 et 2009, particulièrement prononcée entre 2003 et 2006 : augmentation des inégalités de compétences entre élèves forts et faibles, diminution des compétences des élèves les plus faibles, accroissement de l’impact du milieu social sur les compétences. Nous avons ensuite cherché à expliquer cette baisse. Nos premières investigations nous ont permis de limiter les explications possibles : l’explication que nous cherchons est interne plutôt qu’externe, elle affecte plusieurs disciplines et non une seule, elle affecte l’enseignement primaire autant, peut-être davantage et plus durablement, que le secondaire. Une explication plausible paraît être l’affaiblissement de la régulation de notre système scolaire. Nous pouvons appuyer cette hypothèse sur la comparaison, entre France et États-Unis, de trois indicateurs d’équité mesurés par PISA sur les élèves de quinze ans : leur évolution est nettement positive aux États-Unis, qui ont réformé leur mode de régulation, en implantant une version de la régulation par les résultats visant particulièrement l’amélioration des performances des élèves les plus faibles et les plus pauvres. Elle est nettement négative en France, qui n’a que très peu modifié son mode de régulation. Bien sûr, nous ne pouvons ainsi prétendre « prouver » que l’absence de régulation par les résultats en France est la « cause » de la chute de l’équité de notre système scolaire. Nous ne « prouvons » pas non plus que la mise en œuvre d’une régulation par les résultats est la seule politique susceptible de ramener à des niveaux moins tragiques l’équité de notre système éducatif, ni même forcément la plus efficace. Il y a d’autres candidats à ce rôle, par exemple la baisse de la taille des classes dans les quartiers populaires (Meuret, 2001 ; Piketty & Valdenaire, 2006) ou les politiques mises en œuvre en Allemagne après le choc de PISA 2000 : atténuation des filières, allongement de la journée scolaire, développement d’évaluations et de l’autonomie des établissements (OCDE, 2010h, p. 203).

45Nous pensons en revanche avoir montré, sauf si nous avons oublié de tester une explication possible majeure, qu’une régulation par les résultats visant résolument l’équité du système scolaire est une des politiques susceptibles d’atteindre cet objectif. Inscrit d’ores et déjà dans la loi sur l’éducation de 2005, l’objectif d’amener tous les élèves au « socle commun de connaissances et de compétences » pourrait être le support d’une telle régulation, à condition cependant que ce socle soit décliné en objectifs réalistes à atteindre pour chaque niveau (CP, CE1… sixième…) et que soient prévues des incitations vers les établissements et/ou les enseignants selon que tous leurs élèves atteignent ou non ces objectifs.

46En toute logique, cependant, si l’affaiblissement de la régulation est bien la cause principale de la dégradation de l’équité, la solution peut aussi être cherchée dans la mise en œuvre d’une autre régulation que celle par les résultats, pourvu qu’il s’agisse d’une régulation réellement active et non d’un semblant de régulation. Le défi lancé aux adversaires de la régulation par les résultats serait alors de proposer une régulation différente à la fois de cette dernière et de la régulation traditionnelle, et qui soit capable d’orienter réellement la conduite des acteurs.

Haut de page

Bibliographie

AMREIN A. & BERLINER D. (2002). High stake testing, uncertainty and student learning. Education policy analyses archives, vol. 10. En ligne : http://epaa.asu.edu/ojs/article/view/297 (consulté le 12 décembre 2011).

CONDORCET J.-A. (1792). Rapport sur l’instruction publique. En ligne : http://revueagone.revues.org/305 (consulté le 12 décembre 2011).

FERRY L. (2003). Lettre ouverte à ceux qui aiment l’école. Paris : Odile Jacob.

FIGLIO D. & ROUSE C. (2006). « Do accountability and vouchers threats improve low- performing schools? » Journal of Public Economics, vol. 90, no 1-2, p. 239-255.

GOLDSTEIN H. (2008). « Comment peut-on utiliser les études comparatives internationales pour doter les politiques éducatives d’informations fiables ? » Revue française de pédagogie, no 164, p. 69-76.

GRISAY A. (1997). L’évolution des acquis des élèves au cours des années de collège. Paris : ministère de l’Éducation nationale, Direction de l’évaluation et de la prospective, « Les dossiers d’éducation et de formation », no 88.

GROUPE DE RECHERCHE SUR L’ÉQUITÉ DES SYSTÈMES ÉDUCATIFS (GERESE) (2005). L’équité des systèmes éducatifs européens. Liège, Belgique : Université de Liège.

HANUSHEK E. & RAYMOND M. (2003). « High stakes research ». Education next, vol. 3, no 3, p. 48-55.

LESSARD C. & MEIRIEU P. (dir.) (2005). L’obligation de résultats en éducation. Bruxelles : De Boeck.

MAROY C. (2006). École, régulation et marché. Paris : PUF.

MEURET D. (1999). « Rawls, l’éducation, l’égalité des chances ». In D. Meuret (éd.), La justice du système éducatif. Bruxelles : De Boeck, p. 37-54.

MEURET D. (2000). « L’équité en éducation selon les théories de la justice ». In A. Alcouffe, B. Fourcade, J.-M. Plassard & G. Tahar, Efficacité versus équité en économie sociale. Paris : L’Harmattan, p. 237-250.

MEURET D. (2001). Les recherches sur la réduction de la taille des classes. Rapport établi à la demande du Haut Conseil pour l’évaluation de l’école.

MEURET D. & DURU-BELLAT M. (2003). « English and French modes of regulation of the education system, a comparison ». Comparative Education, vol. 39, no 4, p. 463-479.

MINISTÈRE DE L’ÉDUCATION NATIONALE, DIRECTION DE L’ÉVALUATION, DE LA PROSPECTIVE ET DE LA PERFORMANCE (2008). Les performances des élèves au CM2 à vingt ans de distance. Note d’information, no 08-38.

MINISTÈRE DE L’ÉDUCATION NATIONALE, DIRECTION DE L’ÉVALUATION, DE LA PROSPECTIVE ET DE LA PERFORMANCE (2010a). L’évolution des acquis des élèves de 15 ans en culture mathématique et en culture scientifique. Premiers résultats de l’évaluation internationale PISA 2009. Note d’information, no 10-23.

MINISTÈRE DE L’ÉDUCATION NATIONALE, DIRECTION DE L’ÉVALUATION, DE LA PROSPECTIVE ET DE LA PERFORMANCE (2010b). L’évolution des acquis des élèves de 15 ans en compréhension de l’écrit. Premiers résultats de l’évaluation internationale PISA 2009. Note d’information, no 10-24.

MONS N. (2007). Les nouvelles politiques éducatives. Paris : PUF.

MONSEUR C. & CRAHAY M. (2008). « Composition académique et sociale des établissements, efficacité et inégalités scolaires : une comparaison internationale ». Revue française de pédagogie, no 164, p. 55-65.

MURNANE R. & LÉVY G. (2001). « Key competencies critical to economic success ». In D. Rychen & L. Salganick (dir.), Defining and selecting key competencies. Göttingen : Hogrefe et Huber.

OCDE (2001). Knowledge and skills for life, first results from PISA 2000. Paris : OCDE.

OCDE (2004). Apprendre aujourd’hui, réussir demain, premiers résultats de PISA 2003. Paris : OCDE.

OCDE (2007). Les compétences en sciences, un atout pour réussir, premiers résultats de PISA 2006, vol. 1. Paris : OCDE.

OCDE (2010a). PISA 2009 report, vol. 1:What students know and can do. Paris : OCDE.

OCDE (2010b). PISA 2009 report, vol. 2:Overcoming social background. Paris : OCDE.

OCDE (2010c). PISA 2009 results, Executive Summary. Paris : OCDE.

OCDE (2010d). Note de présentation des résultats de la France à PISA 2009. Paris : OCDE.

OCDE (2010e). Les clés de la réussite, un suivi des élèves canadiens après PISA 2000. Paris : OCDE.

OCDE (2010f). PISA 2009 results, vol. 4:What makes a school successful ? Paris : OCDE.

OCDE (2010g). PISA 2009 results, vol. 5:Learning trends. Paris : OCDE.

OCDE (2010h). Strong performers, successful reformers in education. Paris : OCDE.

PIKETTY T. & VALDENAIRE M. (2006). Impact de la taille des classes sur la réussite scolaire dans les écoles, collèges et lycées. Paris : ministère de l’Éducation nationale, Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, « Les dossiers d’éducation et de formation », no 173.

PROGRAMME DES NATIONS UNIES POUR LE DÉVELOPPEMENT (2007). Human development report, 2007-2008: « Fighting climate change: Human solidarity in a divided world ». New York : Programme des Nations Unies pour le développement.

RAVITCH D. (2009). The death and life of the great American school system : how testing and choice are undermining education. New York : Basic books.

RAWLS J. (1987). Théorie de la justice. Paris : Éd. du Seuil.

SEN A. (2000). Repenser l’inégalité. Paris : Éd. du Seuil.

SKRLA J., JOHNSON J. , SCHEURICH J. & KOSCHORECK J. (2004). « Accountability for equity ». In J. Skrla & J. Scheurich (dir.), Educational equity and accountability. New York : Routledge & Farmer, p. 51-78.

SPRINGER M. (2008). « The influence of an NCLB accountability plan on the distribution of student scores gains ».Economics of Education Review, vol. 27, no 5, p. 556-563.

TRANCART D. (2011). « Ségrégation socio-spatiale et inégalités scolaires ». In C. Béduwé, M. Bruyère, T. Couppié et al. (dir.), Les nouvelles ségrégations scolaires et professionnelles. Marseille : CEREQ, coll. Relief no 34, p. 93-104.

WALZER M. (1997). Sphères de justice. Paris : Éd. du Seuil.

WÖSSMANN L. & HANUSHEK E. (2007). Educational quality and economic growth. Washington : The world bank.

ZANTEN A. van (2001). L’école de la périphérie. Paris : PUF.

Haut de page

Notes

1  Depuis l’édition 2009, elle comprend la lecture de textes digitaux et l’usage de moteurs de recherche, mais seuls vingt pays ont pris cette option (OCDE, 2010a, p. 21) et les résultats analysés dans cet article ne portent que sur la lecture sur papier.

2  Ces trois indices ont été retenus dans un rapport pour la Commission européenne comparant l’équité des systèmes scolaires européens (GERESE, 2005).

3  Exemple : le rapport entre le revenu des 20 % des ménages les plus riches et celui des 20 % les plus pauvres est de 5,6 en France et de 8,4 aux États-Unis (PNUD, 2007).

4  Les économistes appellent « talents » les dispositions dont l’élève bénéficie sans en être responsable, soit les capacités héritées, qu’elles soient « naturelles » ou sociales.

5  60 % des élèves testés par PISA 2009 en France sont en seconde (générale ou professionnelle), 32 % en troisième, après un redoublement, 4 % en quatrième, après deux redoublements (MEN, Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, 2010a).

6  Une étude de la Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance (MEN, Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, 2010b) confirme cette estimation : des élèves de troisième à l’heure ont passé les épreuves PISA, leur moyenne est inférieure de 43 points à celle des élèves de seconde à l’heure de l’échantillon PISA. Ces écarts sont à rapprocher de l’écart entre les meilleurs (D9) et les plus faibles (D1) des élèves de quinze ans, qui est, par exemple pour les mathématiques en France en 2009, de 261 points, presque sept fois plus élevé.

7  Ces élèves ont reçu en effet un peu moins de scolarité puisque les taux de redoublement ont un peu baissé en France entre ces deux dates, mais les 39 points mesurent l’effet d’une année de scolarité utile, ce qui n’est pas le cas d’une année redoublée. Si elle en a eu un, la baisse des taux de redoublement a eu un effet positif sur les scores PISA, de sorte que la chute du score des élèves faibles est encore plus étonnante (voir OCDE, 2010f pour le lien négatif entre la fréquence du redoublement dans un pays et le score moyen de ses élèves à PISA).

8  Elle a la même valeur dans deux pays (Belgique, Luxembourg), mais elle n’est plus forte dans aucun.

9  Elle a la même valeur dans un pays (le Mexique), mais elle n’est plus forte dans aucun.

10  Dans quelques pays, elle est plus forte, mais en deçà de la limite de significativité (le Luxembourg, la République tchèque, le Portugal) ; en Belgique, elle a la même valeur.

11  Le premier décile est plus faible, mais de façon non significative, pour les pays suivants : les États-Unis, le Luxembourg et le Portugal pour les sciences ; la République tchèque, la Grèce, l’Espagne, l’Italie, le Luxembourg, le Portugal pour la compréhension de l’écrit ; les États-Unis, l’Espagne et le Luxembourg pour les mathématiques.

12  Nous employons l’expression « peut-être », parce que ces écarts sont en dessous de la limite de signification, on n’est donc pas sûr que cet écart s’observe au-delà de l’échantillon (de 4 300 élèves en France) de PISA.

13  Goldstein (2008, p. 70) leur reproche de reposer sur l’hypothèse, pas forcément vérifiée, que, d’un pays à l’autre, la réussite dans un domaine donné implique toujours le même facteur ou trait individuel. Cette critique, cependant, nous semble ne pas porter sur nos indices qui mesurent le plus souvent des inégalités au sein d’un même pays et l’évolution de ces indices.

14  En revanche, l’écart de score entre ces élèves et les non-immigrés a augmenté entre 2000 et 2009. La France est même, après l’Italie et l’Espagne, le pays de l’OCDE où cet écart a le plus augmenté (OCDE, 2010b, fig. V4.7, p. 81).

15  Il se peut encore qu’ait joué un accroissement des disparités géographiques entre des indices dont la valeur nationale n’a pas changé, mais cela oblige à supposer l’existence d’effets de seuils dans l’action de ces variables.

16  Cet écart type est de 92 points (OCDE, 2001, p. 253). L’écart type de la distribution des scores du CM2 en 1987, l’unité de la Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance, n’est pas le même que celui de la distribution des scores à PISA en 2000, même en considérant l’écart type de la distribution française. Il est probable que le second soit plus grand que le premier, et donc que 14 soit une estimation haute de la contribution de la dégradation des scores du CM2 à celle des scores de PISA. Nous donnons ici seulement des ordres de grandeur probables.

17  Ces années-là, on pouvait entendre à la télévision un professeur (de philosophie, exerçant en banlieue) expliquer que, ses élèves étant trop incultes pour son enseignement, il préférait consacrer son temps à l’écriture de romans policiers plutôt qu’à exercer son métier. Son ministre, présent sur la plateau, ne l’a repris qu’avec une mollesse qui signalait toute la compréhension qu’en réalité il portait à ce malheureux.

18  L’OCDE avertit que les comparaisons internationales de ce type d’indice peuvent être affectées par des problèmes de différences culturelles. Toutefois, nous nous intéressons ici aux évolutions de l’indice au sein d’un même pays et donc, peut-on penser, d’une même culture.

19  Calcul des auteurs à partir de la base de données PISA. L’agrégation consiste à faire la somme des réponses de chaque élève aux questions de l’indice (cet élément de désordre se produit en cours de français) : jamais ou presque jamais = 0, dans certains cours = 2, dans la plupart des cours = 3, dans tous les cours = 4. La discipline en classe est donc d’autant moins propice à l’apprentissage que l’indice est élevé. Sont comparés les quartiles inférieurs et supérieurs. Entre les élèves appartenant au premier et au troisième quartiles de mathématiques, l’écart de score de désordre est de 1,95 en 2003 et de 1,77 en 2009, soit une baisse de 0,18, inférieure à celle que l’on observe dans l’OCDE (-0,69) ou aux États-Unis (-0,35). L’OCDE calcule un indice agrégé de climat que l’on trouve p. 187 du volume 4 des rapports PISA 2009, mais pas pour la France, qui refuse que ces données soient utilisées.

20  Calculs des auteurs à partir de la base de données PISA.

21  Par exemple, en 2000, 62 % des élèves déclaraient en France : « La plupart des professeurs écoutent ce que j’ai à dire » (OCDE, 66 %) ; ils sont encore 62 % à le dire en 2009 (OCDE, 68 %). 76 % déclaraient : « Les professeurs m’aident si j’en ai besoin » (OCDE, 74 %) ; ils sont 80 % en 2009 (OCDE, 79 %). Source : OCDE (2010g, p. 187).

22  Comme dans le cas d’autres politiques systémiques (le choix de l’école, par exemple), l’usage des comparaisons internationales pour l’évaluation de l’accountability est aussi limité à cause des biais d’endogénéité (certains pays peuvent implanter cette politique parce que leurs résultats sont faibles).

23  Ces données, comme celles du tableau 2, sont issues des rapports des différentes éditions de PISA. Le rapport PISA sur les tendances 2000-2009 (OCDE, 2010g, p. 163) indique, pour les États-Unis, une baisse de 9 points de cet impact, la plus forte baisse observable parmi les pays de l’OCDE, et ne donne pas de chiffres pour la France.

24  En reprenant les années utilisées pour la France dans le tableau 3, l’indice de Gini est, aux États-Unis, de 0,560 en 1997 et de 0,594 en 2006 (statistique figurant en ligne sur le site « Gini index of positive adjusted gross income of all IRS tax returns, 1990-2009»:http://scholar.library.csi.cuny.edu/~volschot/giniirs.html, consulté le 12 décembre 2011).

Haut de page

Pour citer cet article

Référence papier

Denis Meuret et Marielle Lambert, « La dégradation de l’équité de l’école française dans les années 2000 », Revue française de pédagogie, 177 | 2011, 85-100.

Référence électronique

Denis Meuret et Marielle Lambert, « La dégradation de l’équité de l’école française dans les années 2000 », Revue française de pédagogie [En ligne], 177 | octobre -décembre 2011, mis en ligne le 15 décembre 2015, consulté le 28 mars 2017. URL : http://rfp.revues.org/3398 ; DOI : 10.4000/rfp.3398

Haut de page

Auteurs

Denis Meuret

denis.meuret@u-bourgogne.fr

Université de Bourgogne, IREDU et Institut universitaire de France

Marielle Lambert

marielle.lambert@u-bourgogne.fr

Université de Bourgogne, IREDU

Haut de page

Droits d’auteur

© tous droits réservés

Haut de page
  • Logo Université de Lyon
  • Logo ENS de Lyon
  • Logo ENS Éditions
  • Logo Institut français de l'éducation
  • Revues.org