Navigation – Plan du site
Dossier : L'hétérogénéité : maîtres et élèves

L’hétérogénéité sexuée en classe : effets de genre sur les attentes des enseignant(e)s et les interactions verbales enseignant(e)-élève

Annette Jarlégan, Youssef Tazouti et André Flieller
p. 33-50

Résumés

Nous étudions dans cet article l’effet du sexe des élèves et l’effet du sexe de l’enseignant sur les attentes de l’enseignant et sur les interactions verbales enseignant-élève en français et en mathématiques. A partir d’une enquête menée dans 33 classes de CM2, nous cherchons à savoir si, dans ces deux disciplines, le sexe de l’élève constitue un élément sur lequel se fondent les enseignants lorsqu’on leur demande de juger de la réussite future de leurs élèves et nous examinons dans quelle mesure les interactions verbales en classe peuvent être quantitativement et qualitativement différentes selon le sexe de l’élève. Nous nous demandons également si les enseignants, hommes ou femmes, se comportent différemment relativement à ces deux dimensions des pratiques.

Haut de page

Texte intégral

Cette recherche a été financée par le Programme Incitatif de Recherche en Education et Formation. Nous tenons à remercier l’IUFM de Lorraine, son directeur, ainsi que son directeur adjoint, D. Deviterne, qui ont soutenu le projet. Nous adressons également nos remerciements à l’Inspecteur d’Académie adjoint, aux IEN de Lorraine, aux enseignant(e)s qui nous ont reçus dans leurs classes et aux professeurs des écoles stagiaires qui ont participé aux observations.

Introduction

1Depuis les années 90, à partir du constat récurrent de la persistance d’une très forte différenciation sexuée selon les filières d’étude, de nombreuses recherches en éducation se sont interrogées sur le rôle de l’école dans la fabrication des différences entre garçons et filles et sur les effets de la mixité. Afin d’y voir plus clair, certaines recherches ont ouvert la « boîte noire » que constitue la salle de classe afin d’observer les pratiques enseignantes qui y sont à l’œuvre. Elles ont mis en évidence différents mécanismes, le plus souvent non perçus par les protagonistes, par le biais desquels les élèves intègrent le système de normes de sexe. Certains de ces travaux ont alors souligné les effets limités, voire négatifs, de la mixité pour les filles (Mosconi, 1989, 2001 ; Zaidman, 1996), d’autres ont attiré l’attention sur le décrochage des garçons et sur leur malaise identitaire face à des filles qui réussissent mieux (Auduc, 2009). Bref, l’école semble « embarrassée » par une mixité qui fait l’objet de débats (Dubet, 2010).

2Par ailleurs, les pratiques enseignantes sont aujourd’hui soumises à l’injonction de « prendre en compte la diversité des élèves » (Ministère de l’Education Nationale, 2007a) et de lutter contre les discriminations. Pour ce qui est de la diversité sexuée, cette volonté s’est notamment traduite en 2006 par le renouvellement (pour cinq années) de la convention interministérielle pour « la promotion de l’égalité des chances entre les filles et les garçons, les femmes et les hommes dans le système éducatif » de 2000 (MEN, 2000, 2007b) visant à mettre en œuvre une politique globale d’égalité des chances entre les filles et les garçons. Dans ce cadre, il s’agit d’ « intégrer l’égalité entre les sexes dans les pratiques professionnelles et pédagogiques des acteurs et des actrices du système éducatif ».

3C’est dans cette perspective de l’étude de la prise en compte par les enseignant(e)s de l’hétérogénéité sexuée à l’intérieur de la salle de classe que se situe notre travail. La première partie de cet article est consacrée à la présentation des éléments du contexte dans lequel s’inscrit la question des pratiques d’enseignement différenciées en fonction du sexe des élèves. Les deuxième et troisième parties présentent les résultats d’une étude empirique menée au niveau de l’enseignement primaire en cours élémentaire deuxième année.

Des pratiques d’enseignement qui portent la marque des stéréotypes de sexe

4Les recherches qui ont exploré les processus par lesquels les pratiques enseignantes affectent les performances et l’expérience scolaire des filles et des garçons ont mis en évidence différents facteurs qui sont susceptibles d’agir quotidiennement et tout au long de la scolarité.

5Les attentes des enseignant(e)s, qui ont fait l’objet de nombreuses études tant françaises qu’anglo-saxonnes, font partie de ces facteurs susceptibles de produire des différences sexuées. On sait que, lorsque l’on demande aux enseignant(e)s de désigner les élèves de leur classe pouvant obtenir des performances plus ou moins élevées dans le futur, leur jugement prend en compte d’autres informations que les seules performances scolaires des élèves. Les études qui ont cherché à appréhender les éléments à partir desquels les enseignant(e)s fondent leurs attentes (pour des revues, voir Jussim, Eccles & Madon, 1996, Trouilloud & Sarrazin, 2003) ont généralement montré qu’elles peuvent être influencées par des facteurs comme l’attractivité physique, l’origine ethnique ou sociale et le sexe des élèves (pour une revue voir Jussim, Madon, & Chatman, 1994). Cependant, toutes les études ne décèlent pas systématiquement un effet du sexe de l’élève sur les attentes des enseignant(e)s (voir les méta-analyses de Dusek & Joseph, 1983 et de Hattie, 2009). Lorsqu’elles en décèlent, on observe alors que les enseignant(e)s auraient tendance à percevoir les garçons comme ayant plus de compétences dans certaines disciplines connotées comme masculines - comme les mathématiques - et à percevoir les filles comme plus compétentes dans les disciplines connotées comme féminines -comme les langues (Bye & Jussim, 1993, Jarlégan, 1999, Leder, 1987). Par ailleurs, il semblerait qu’il existe une grande variabilité inter-maîtres dans la nature de l’information prise en compte par les enseignant(e)s pour élaborer leurs attentes - les enseignant(e)s sensibles aux préjugés pouvant être particulièrement sujets au développement d’attentes rigides et stables (Jussim, 1986, Borko & Cadwell, 1982). Enfin, la question de savoir si le sexe de l’enseignant(e) intervient dans la manière dont sont élaborées les attentes semble avoir été peu traitée. Signalons toutefois l’étude de Buswell (1981) qui affirme que les stéréotypes de sexe et les catégorisations par sexe sont plus fréquents chez les enseignantes.

6Les interactions maître-élève(s) en classe constituent un autre facteur potentiellement à l’origine de différences entre les filles et les garçons. Elles ont été beaucoup étudiées durant des séquences d’enseignement, dans différents pays, à différents niveaux de la scolarité et principalement dans les matières scientifiques. Ces recherches s’accordent à montrer que les garçons tendent à dominer l’espace scolaire, en particulier du point de vue sonore (e.g. Zaidman, 1996, ­Loudet-Verdier & Mosconi, 1997, Jarlégan, 1999, Leinhardt, Seewold & Engel, 1979). On a longtemps parlé à ce propos de la « loi » des 2/3 d’interactions pour les garçons, 1/3 pour les filles (Brophy & Good, 1970) afin de souligner le déséquilibre de la répartition sexuée de la parole en classe, mais les études récentes font état d’une répartition plus proches des 55 % pour les garçons et 45 % pour les filles ­(Younger & Warrington, 2002). Ces travaux montrent que les garçons interviennent davantage en classe que les filles, que ce soit pour répondre aux sollicitations des enseignant(e)s ou pour interrompre spontanément le cours de la séance en posant une question ou en faisant un commentaire. Par ailleurs, certaines recherches notent que, sans en avoir conscience, les enseignant(e)s n’interagissent pas de la même manière avec une fille ou un garçon. Par exemple, dans une étude conduite au CM2 à partir d’observation de séquences d’enseignement des mathématiques, Jarlégan (1999) montre que, lorsqu’on raisonne à niveau de réussite, âge et origine sociale comparables, les garçons sont l’objet de davantage de questions ouvertes et de davantage de rétroactions immédiates que les filles. C’est donc à eux que les enseignant(e)s s’adressent majoritairement dès lors qu’il s’agit de construire un savoir nouveau en mathématiques (Loudet-Verdier & Mosconi, 1997) et ce sont eux qui bénéficient de plus d’évaluations formatives. D’autres travaux ont mis en évidence une tendance des enseignant(e)s à apporter plus d’aides individualisées aux garçons durant les phases de travail individuel (Becker, 1981). Par ailleurs, Dweck, Davidson, Nelson et Bradley (1978) rapportent une utilisation différentielle des critiques et des louanges en fonction du sexe de l’élève. Les garçons seraient plus souvent félicités pour leurs performances et réprimandés pour leur conduite, le schéma inverse étant observé pour les filles. Notons cependant que toutes les recherches ne retrouvent pas cette tendance des enseignant(e)s à privilégier les interactions avec les garçons (e.g. Buriel, 1983).

7Au total, l’ensemble de ces travaux montrent que les filles ont tendance à être exposées à une dynamique interactionnelle dominée par les garçons, du moins dans les disciplines scientifiques, et que cela se traduirait pour elles par des interactions pédagogiques moins stimulantes. Reste à savoir ce qu’il en est des échanges enseignant(e)-élèves dans la salle de classe dans des disciplines connotées comme féminines tel que le français par exemple. Les travaux des psychologues sociaux, qui montrent que la connotation sexuée de la tâche peut expliquer l’émergence de différences entre les sexes (Huguet, 1997, Lorenzi-Cioldi, 1988), laissent en effet envisager qu’une dynamique interactionnelle différente pourrait prendre place durant des séquences d’enseignement du français, présentant un schéma symétrique à celui observé en mathématiques, c’est-à-dire privilégiant les filles. A notre connaissance, peu d’études ont exploré cette question en profondeur. On peut cependant citer l’étude de Leinhardt et al. (1979) qui montre qu’en lecture les enseignant(e)s ont plus de contacts académiques avec les filles, alors qu’en mathématiques c’est avec les garçons qu’ils passent plus de temps. Différents schémas d’interaction semblent donc pouvoir exister selon les domaines du curriculum enseignés.

8Enfin, différents travaux se sont interrogés sur l’existence d’une éventuelle interaction entre le sexe de l’enseignant(e) et le sexe de l’élève concernant la quantité et la qualité des interactions verbales en classe. Les résultats présentés ci-dessus semblent alors valoir quel que soit le sexe de l’enseignant(e). Par exemple, ­Crossman (1984) observe qu’en cours de physique, le déséquilibre de la communication en faveur des garçons est encore plus grand lorsque le professeur est une femme. Sur un autre plan, Felouzis (1994) montre, à partir d’observations faites sur un échantillon de 700 élèves de sixième et cinquième, que les professeurs hommes semblent pousser les filles vers plus de conformité scolaire.

9Le travail dont nous allons rendre compte s’est assigné deux objectifs. Il s’agit d’une part d’étudier l’effet du sexe des élèves, et d’autre part l’effet du sexe de l’enseignant(e) sur les attentes des enseignant(e)s et sur les interactions verbales ­enseignant-élève. Nous nous demanderons donc si le sexe de l’élève est un élément sur lequel se fondent les enseignant(e)s lorsqu’on leur demande de juger de la réussite future de leurs élèves. De même, à partir d’observations in situ de séquences d’enseignement, nous examinerons dans quelle mesure les interactions verbales en classe peuvent être quantitativement et qualitativement différentes selon le sexe de l’élève. Bien que, comme nous l’avons montré plus haut, cet objectif ne soit pas nouveau, la question mérite cependant d’être de nouveau posée dans un contexte où l’accent est mis aujourd’hui sur la prise en compte de la diversité à l’école, et notamment de la diversité sexuée. Nous nous demanderons également si les enseignants, hommes ou femmes, se comportent différemment relativement à ces deux dimensions des pratiques. A notre connaissance, peu de recherches ont examiné conjointement ces deux questions de l’effet du sexe de l’élève et de celui de l’enseignant(e) sur les attentes et les interactions verbales, du moins sur un échantillon relativement important de classes. Pour des raisons de clarté de l’exposé, l’étude des attentes et celle des interactions, qui ont été conduites sur le même échantillon de classes de CM2, seront présentées de manière séparée.

Les attentes des enseignant(e)s

10Dans cette première partie de l’étude empirique, nous nous demanderons comment le sexe de l’élève et le sexe de l’enseignant(e) peuvent affecter les attentes formulées par les enseignant(e)s.

Méthodologie

Participants

11Notre étude porte sur 33 classes de CM2 des quatre départements de la région Lorraine. L’échantillon des élèves est constitué de 759 élèves d’âge moyen 10 ans et 6 mois au 1er janvier. Les filles représentent 45,5 % des élèves ; 92,2 % de ceux-ci sont de nationalité française ; 45,8 % appartiennent à un milieu défavorisé, 40,2 % à un milieu moyen et 14 % à un milieu favorisé. L’échantillon des enseignant(e)s comprend 15 hommes et 18 femmes.

Instruments de recueil des données

Mesure des performances scolaires

12Deux épreuves de connaissances (l’une en français, l’autre en mathématiques), construites à partir des exercices proposés lors des évaluations nationales 6ème, ont été soumises aux élèves afin de mesurer leur niveau initial. L’épreuve de mathématiques comprend 17 exercices couvrant quatre champs : numération, technique opératoire, géométrie et résolution de problèmes. L’épreuve de français comprend 5 exercices portant sur deux champs : compréhension et outils de la langue.

Représentations des différences liées au sexe des élèves

13Un questionnaire a été proposé aux enseignant(e)s afin d’appréhender leurs représentations des différences liées au sexe. Dans ce questionnaire, quarante items correspondant soit à des qualités intellectuelles (e.g. compétence, logique), soit à des qualités sociales (e.g. politesse, sens des contacts) ou à des attitudes plus ou moins valorisées à l’école (e.g. application, persévérance) sont proposés aux enseignant(e)s. Ils devaient juger, sur une échelle en 5 points, de leur caractère plus au moins typique des garçons ou des filles ; l’échelon central correspondant à une réponse neutre, c’est-à-dire à une qualité pour laquelle on estime qu’il n’y a pas de différence entre les filles et les garçons.

Attentes des enseignant(e)s

14En début d’année scolaire, les enseignant(e)s ont été amenés à apprécier, sur une échelle en 5 points, différentes caractéristiques de chacun de leurs élèves. Pour chaque élève, l’enseignant(e) a eu à se prononcer sur :

  • ses résultats en fin d’année en mathématiques et en français,

  • ses potentialités dans chacune de ces deux disciplines.

15La corrélation entre le jugement sur les résultats en fin d’année et le jugement sur les potentialités étant élevée dans les deux disciplines (en français r = 0,78, p < 0,001 et en mathématiques r = 0,80, p < 0,001) nous avons, pour accroître la fidélité de la mesure, regroupé pour chaque discipline le jugement sur les résultats de fin d’année et celui sur les potentialités.

Procédure

16Dans chaque classe, en début d’année, les passations des épreuves de connaissance et des questionnaires destinés à collecter les attentes et les représentations sexuées des enseignant(e)s ont été réalisées simultanément. Les épreuves de connaissances en français et en mathématiques ont été administrées collectivement. Les questionnaires destinés à collecter les attentes et les représentations sexuées des enseignant(e)s ont été donnés selon un ordre fixe.

Modèles d’analyse des données

  • 1 En accord avec Kreft et de Leeuw (1998), qui recommandent l’introduction de pentes aléatoires pour (...)

17Mettre en évidence les facteurs de variation des attentes nécessite de manipuler des unités statistiques de différents niveaux, emboîtés les uns dans les autres (les élèves, les classes). Aussi avons-nous utilisé des modèles de régression multiniveaux qui permettent de respecter la structure hiérarchisée des données ­(Bressoux, 2008). Les modèles ont été mis en œuvre au moyen du logiciel MLwiN version 2.02 (Rasbash, Steele, Browne, & Prosser, B. 2005). Pour rendre compte des attentes des enseignant(e)s, neuf variables ont été introduites dans les analyses. Deux variables constituent les « cibles » de l’étude : le sexe de l’élève (variable de niveau 1 caractérisant les élèves) et le sexe de l’enseignant(e) (variable de niveau 2 caractérisant la classe). Sept autres variables sont contrôlées. Quatre d’entre elles caractérisent l’élève (variables de niveau 1) : nationalité de l’élève (française ou étrangère), parcours scolaire (élève « à l’heure » ou en retard), PCS du chef de famille recodée en trois modalités, scores aux épreuves de connaissances en français et en mathématiques. Les trois autres variables caractérisent soit l’enseignant(e), soit la classe (variables de niveau 2) : âge de l’enseignant(e), degré de différenciation de genre (voir plus loin pour la construction de cette variable), et niveau moyen de la classe (mesuré par la moyenne des scores des élèves de la classe aux épreuves de connaissances). Toutes les variables quantitatives ont été préalablement centrées et réduites1.

Résultats

Les représentations liées aux différences de sexe

18On constate que, pour une majorité d’items proposés dans le questionnaire, les réponses des enseignant(e)s se concentrent sur la réponse neutre. C’est le cas, par exemple, pour l’item « compétence », qui n’est jugé par aucun des enseignant(e)s de l’échantillon comme étant typiquement féminin ou typiquement masculin. Des items tels que « culture », « bon sens », « curiosité intellectuelle » recueillent plus de 90 % de réponses neutres. Ces qualités intellectuelles ne semblent donc pas être pour les enseignant(e)s typiques d’un sexe. En revanche, pour 12 items sur les 40 proposés, les représentations des enseignant(e)s varient en fonction du sexe des élèves (cf. Tableau 1). Au moins 40 % des maîtres jugent que les qualités ou comportements correspondant à ces items ne sont pas neutres et 7 de ces items font l’objet d’une attribution nettement sexuée. Ainsi, l’application, le soin, la patience et l’ordre sont majoritairement jugés comme typiquement féminins. A l’inverse, l’agressivité, l’agitation et la compétition sont perçues comme étant plus typiques des garçons. Les représentations des enseignant(e)s sont donc en partie marquées par des stéréotypes sexués qui les portent à opposer, de manière classique, filles et garçons selon leur plus ou moins grande intériorisation des normes scolaires.

Tableau 1. Pourcentages de réponses « typiquement féminin », « neutre » ou « typiquement masculin » pour chaque terme

typiquement féminin

neutre

typiquement masculin

Agressivité

0

18.2

80.8

Application

72.7

27.3

0

Soin

69.7

30.3

0

Agitation

6.1

30.3

63.6

Compétition

12.5

31.3

56.3

Patience

54.5

45.5

0

Ordre

54.5

45.5

0

Individualisme

3

51.5

45.5

Susceptibilité

21.2

51.5

27.3

Débrouillardise

21.2

51.5

27.3

Maîtrise de soi

42.4

54.5

3

Tact

39.4

57.6

3

Items classés par ordre croissant de réponses « neutre »

  • 2 Pour chaque item, une réponse neutre est codée 0 et une réponse différenciant les qualités des fill (...)

19A partir des réponses aux 12 items du tableau 1, nous avons construit une nouvelle variable permettant de mesurer, pour chaque enseignant(e), ce que nous avons nommé le degré de différenciation de genre des enseignant(e)s2. Cette variable a pour moyenne 7,03 et pour écart-type 3,06 avec un minimum de 0 (enseignant(e) ne faisant aucune différence sexuée sur les 12 items) et un maximum de 12 (enseignant(e) différenciant filles et garçons pour chacun des 12 items). La moyenne des femmes (m1 = 7,6) est supérieure à celle des hommes (m2 = 6,2) mais n’en diffère pas significativement (t = - 1,32, p = 0,196). En revanche, les représentions liées au sexe des élèves sont nettement plus hétérogènes dans le groupe des enseignants (s2 = 4,03) que dans celui des enseignantes (s1 = 1,85) (test de Levene, F = 11,68, ddl = 31, p < 0, 001). La propension à sexuer les qualités des élèves fait donc l’objet d’un accord plus grand chez les femmes que chez les hommes.

Les attentes en français et en mathématiques

20Dans les modèles du tableau 2, les attentes des enseignants en français (modèles 1 et 2) et en mathématiques (modèles 3 et 4) constituent les variables dépendantes dont on cherche à expliquer la variabilité. L’utilisation d’analyses multiniveaux va permettre de mesurer l’impact spécifique de variables caractérisant soit l’élève, soit la classe, indépendamment des autres facteurs.

Tableau 2. Modèles multiniveaux estimant les attentes des enseignant(e)s

Tableau 2. Modèles multiniveaux estimant les attentes des enseignant(e)s

Seuils de significativité : * : p < 0,10 ; ** : p < 0,05 ; *** : p < 0,01 Les erreurs type des coefficients figurent entre parenthèses
Note de lecture :  effets fixes, exemples :
 - variables quantitatives : en français (modèle 2), un écart-type de plus au score initial s’accompagne en moyenne, toutes choses égales par ailleurs, d’une augmentation de 0, 040 écart-type du score d’attente des enseignant(e)s ( p < 0,01) ;
- variables qualitatives : en français (modèle 2), toutes choses égales par ailleurs, le score d’attente pour un élève à l’heure est en moyenne supérieur de 0,444 écart-type à celui d’un élève en retard (p < 0,01).

21Dans un premier temps, un modèle dit vide (modèles 1 et 3), n’incluant aucune variable explicative, fournit une décomposition de la variance totale des attentes en une part de variance inter-classes (soit 14,2 % en français et 11,3 % en mathématiques) et une part de variance intra-classes (85,8 % en français et 88,7 % en mathématiques). La plus grande part des différences d’attentes se situe donc à l’intérieur des classes.

  • 3 Les modèles 2 et 4 qui incluent les variables individuelles et contextuelles ajustent significative (...)

22L’examen des modèles 2 et 4, grâce auxquels on peut raisonner « toutes choses égales par ailleurs », permet de mettre en évidence un certain nombre de liens entre les caractéristiques individuelles des élèves et les attentes des enseignant(e)s 3. C’est tout d’abord l’absence de lien entre le sexe de l’élève et les attentes du l’enseignant(e) qui retient notre attention ici, et ce aussi bien en mathématiques qu’en français. Quelle que soit la discipline, que celle-ci soit plutôt connotée comme masculine (les mathématiques) ou féminine (le français), les attentes des enseignant(e)s ne semblent donc pas sensibles au sexe des élèves considérés, et ceci dans toutes les classes (variance des pentes = 0,000). Cette absence d’effet du sexe contraste avec l’effet observé pour les autres variables. Ainsi, en français comme en mathématiques, on note un effet significatif de l’origine sociale, du parcours scolaire et du niveau scolaire de l’élève sur les attentes des enseignant(e)s. Par ailleurs, les élèves de nationalité étrangère sont l’objet d’attentes plus favorables que les autres élèves en mathématiques.

23Concernant les variables de niveau 2 caractérisant l’enseignant(e), on remarque que le caractère plus ou moins différenciateur des représentations à l’égard des filles ou des garçons n’exerce aucun effet sur les attentes. De même, aucun effet du sexe de l’enseignant(e) sur les attentes n’est décelé, ni en français, ni en mathématiques. On ne peut donc pas affirmer que l’un des deux sexes soit plus généreux, plus optimiste ou au contraire plus sévère, plus pessimiste que l’autre lorsqu’il s’agit de faire des pronostics sur les résultats futurs de ses élèves. En revanche, on observe un effet de l’âge de l’enseignant(e) en mathématiques : plus il est âgé, moins les attentes qu’il élabore vis-à-vis de ses élèves sont élevées (bêta = - 0,015, p < 0,05). En d’autres termes, les enseignant(e)s les plus jeunes sont plus généreux ou plus optimistes dans leurs pronostics, mais en mathématiques seulement.

Discussion

24Notons tout d’abord que certains de nos résultats rejoignent ceux observés dans des travaux antérieurs. En effet, concernant l’effet des caractéristiques individuelles des élèves sur les attentes des enseignant(e)s, comme d’autres études l’ont déjà montré à l’école élémentaire ou au collège, les élèves « à l’heure », ceux issus des milieux les plus favorisés et les élèves les meilleurs sont l’objet d’attentes plus favorables de la part de leurs enseignant(e)s (Bressoux & Pansu, 2001 ; Duru-Bellat & Mingat, 1993 ; Jarlégan, 1999).

25Par ailleurs, ni le sexe de l’élève, ni le sexe de l’enseignant(e) ne constituent des facteurs susceptibles d’affecter les attentes des enseignant(e)s, et ceci est vrai aussi bien pour une discipline connotée comme féminine telle que le français, que pour une discipline connotée comme masculine telle que les mathématiques. De plus, même si les enseignants, femmes comme hommes, ont encore tendance à avoir des représentations sexuées sur les qualités des filles et des garçons, ces représentations ne semblent pas avoir d’influence sur les pronostics qu’ils formulent quant à la réussite future de leurs élèves dans ces deux disciplines.

Les interactions verbales enseignant(e)-élève

26Les résultats obtenus dans la première partie infirment l’hypothèse d’une influence du sexe de l’élève sur les attentes de l’enseignant(e). Peut-on en conclure que le sexe de l’élève, médiatisé par les attentes de l’enseignant(e), n’influence pas non plus les interactions enseignant(e)-élève ? Une réponse positive à cette question mettrait fin à la présente recherche. Mais une telle conclusion paraît prématurée pour deux raisons. D’une part, il est possible que le dispositif d’observation n’ait pas réussi à mettre en évidence l’influence, pourtant réelle, du sexe de l’élève sur les attentes de l’enseignant(e). D’autre part, il est possible également que l’influence du sexe de l’élève sur les interactions maître-élève ne soit pas médiatisée par les attentes de l’enseignant(e). Il faut donc poursuivre les investigations avant de se prononcer. C’est l’objectif de cette deuxième partie où les interactions verbales enseignant(e)-élève seront mises en relation avec le sexe des deux interactants.

Méthodologie

27L’étude portant sur le même échantillon que précédemment et les instruments utilisés étant en partie les mêmes, nous nous limitons ici aussi aux informations méthodologiques non données auparavant.

Grille d’observation des interactions maître-élève

  • 4 Sans que la grille ne s’appuie directement sur une classification des actes de langage, ses catégor (...)

28L’observation a porté sur les seules interactions individualisées se produisant au cours de séquences collectives. Ces interactions ont été codées in situ au moyen d’une grille comportant 17 catégories qui ont été sélectionnées en fonction de trois principes : 1° respecter la structure ternaire des échanges verbaux dans la salle de classe (acte initiateur en provenance de l’enseignant(e), acte réactif de l’élève et acte en retour de l’enseignant(e)) mise en évidence par Sinclair & ­Coulthard (1975) et maintes fois confirmée par la suite ; 2° privilégier les actes de langage4 dont la littérature montre qu’ils sont susceptibles de révéler un traitement différentiel des élèves de la part de l’enseignant(e) (par exemple, désigner un élève, lui poser une question faisant appel à la réflexion) ; 3° faire une place aux interventions spontanées de l’élève.

29La grille distingue les interventions initiées par l’enseignant(e) de celles initiées par l’élève. Concernant les premières, six dimensions ont été codées dont certaines sont déclinées et détaillées en plusieurs catégories : les sollicitations de l’enseignant(e) (pour passer au tableau, pour lire à haute voix, pour répondre à une question qui ne demande qu’un simple rappel ou pour répondre à une ­question plus complexe ­exigeant d’exposer sa démarche ou son point de vue) ; les modalités de désignation de l’élève choisi pour répondre à une sollicitation (l’élève qui répond est désigné ou il répond sans y avoir été invité) ; les comportements d’attente de la réponse de l’élève (répondre à la place de l’élève ou lui fournir une aide) ; les réactions à la réponse donnée par l’élève (la réponse peut être ignorée ou elle peut recevoir un feed-back positif ou négatif, avec ou sans commentaire) ; les demandes d’approfondissement de la réponse donnée par l’élève ; les comportements de supervision en privé du travail effectué par un élève. Pour ce qui est des interventions initiées par l’élève, deux catégories ont été prises en compte, les interventions spontanées de l’élève et les demandes de contact privé. Pour une présentation détaillée de cette grille, on peut se reporter à l’article de Jarlégan, Tazouti, Flieller, Kerger et Martin (2010).

30La grille autorise trois niveaux d’analyse : un niveau très analytique où l’on étudie les occurrences des 17 catégories de base ; un niveau synthétique, où l’on agrège toutes ces occurrences en distinguant toutefois les interventions initiées par l’enseignant(e) et celles initiées par l’élève ; et un niveau intermédiaire où l’analyse porte sur des indicateurs construits à partir de certaines catégories de base. Quatre indicateurs de ce type ont été construits en calculant le rapport entre les occurrences de deux ou plusieurs catégories. Ils concernent respectivement la qualité des feed-back (avec commentaire versus sans commentaire), leur direction (positive vs négative), le degré d’initiative dans les échanges accordé à l’élève (prises de parole spontanée vs sollicitations de l’enseignant(e)) et le soutien apporté à l’élève (manifestations de soutien rapportées au nombre d’interrogations de l’élève). Ces indicateurs seront appelés respectivement dans la suite « Qualité », « Direction », « Initiative » et « Soutien ».

31La fidélité de la grille est satisfaisante. La corrélation moyenne entre observateurs varie de 0,86 à 0,90 pour le total des interactions et de 0,48 à 0,91 pour les catégories prises séparément (à deux exceptions près où elles sont un peu plus basses en français : 0,28 pour la catégorie « Répond à la place de l’élève » et 0,38 pour la catégorie « Ignore la réponse de l’élève »).

Procédure

32Chacune des 33 classes de l’échantillon a été observée par deux observateurs lors de trois demi-journées comportant une séquence de français d’environ 45 minutes et une séquence de mathématiques de même durée. Dans chaque discipline, un tiers des séquences a porté sur une notion nouvelle et deux tiers sur l’approfondissement ou le réinvestissement de savoirs antérieurs. Les observateurs étaient des étudiants de deuxième année d’IUFM volontaires qui ont été préalablement formés par l’équipe de recherche. Situés au fond de la classe, ils disposaient chacun d’un plan de celle-ci figurant les tables des élèves. Les 17 catégories de la grille étaient mentionnées à l’intérieur de chacun des rectangles représentant les tables. Les observations ont été ainsi personnalisées dès le départ. Elles sont intervenues environ trois mois après la passation des questionnaires et des épreuves de connaissances.

Analyses statistiques

33Pour accroître la fidélité des mesures, on a calculé pour chaque élève, chaque séquence et chaque catégorie, la moyenne des occurrences relevées par les deux observateurs. De plus, pour tenir compte des absences, on a calculé pour chaque élève et chaque discipline la moyenne des occurrences par catégorie et par séance. Les analyses ont porté sur les variables des niveaux synthétique et intermédiaire définis ci-dessus, soit deux variables dépendantes correspondant, l’une au total des interactions initiées par l’enseignant(e), et l’autre, au total des interactions initiées par l’élève ainsi que quatre variables dépendantes correspondant aux indicateurs présentés plus haut : Qualité, Direction, Initiative et Soutien. Comme pour les attentes, les variables indépendantes ont été introduites dans des modèles multiniveaux distinguant le niveau de l’élève et le niveau de la classe, mais deux variables supplémentaires ont été introduites (au niveau 1) : d’une part, les attentes de l’enseignant(e) et, d’autre part, les interactions initiées par l’enseignant(e) (respectivement l’élève) dans les modèles visant à prédire les interactions initiées par l’élève (respectivement l’enseignant(e)). Comme dans la première partie, les variables quantitatives ont été standardisées et l’on a autorisé l’effet du sexe de l’élève à varier selon les classes.

Résultats

Le nombre d’interactions initiées par l’élève

34Le tableau 3 fournit les résultats de la modélisation multiniveaux des interactions initiées par l’élève en français (modèles 5 et 6) et en mathématiques (modèles 7 et 8).

Tableau 3. Modèles multiniveaux estimant le nombre moyen d’interactions initiées par l’élève par séance en français et en mathématiques

Tableau 3. Modèles multiniveaux estimant le nombre moyen d’interactions initiées par l’élève par séance en français et en mathématiques

Seuils de significativité : * : p < 0,10 ; ** : p < 0,05 ; *** : p < 0,01 Les erreurs type des coefficients figurent entre parenthèses

  • 5 Les variables explicatives introduites dans le modèle 6 améliorent très significativement l’adéquat (...)

35En français, la décomposition de la variance opérée par le modèle vide montre que la variance des interactions a une origine principalement interne à la classe : la variance intraclasse représente 84,8 % de la variance totale contre 16,2 % seulement pour la variance interclasses5.

36Le sexe de l’élève a un effet significatif sur les interactions initiées par l’élève : les filles engagent spontanément moins d’interactions avec l’enseignant(e) que les garçons (bêta = - 0, 17, p < 0,01). L’effet ne varie pas selon les classes (variance des pentes = 0,00). Mais les interactions initiées par l’élève ne dépendent pas du sexe de l’enseignant(e) (bêta = 0,03, p > 0,80). En revanche, elles varient légèrement (bêta = - 0,05, p < 0,05) selon le degré de différenciation de genre opéré par l’enseignant(e) : plus celle-ci est élevée, moins les élèves interagissent spontanément avec l’enseignant(e).

37Les résultats en mathématiques sont semblables à ceux observés en français, bien que la variance interclasses y soit plus importante (30,1 %). On note en particulier l’effet significatif du sexe de l’élève, qui se marque par des interventions spontanées moins fréquentes chez les filles que chez les garçons. (bêta = - 0,14, p < 0,01). Ici encore, l’effet peut être considéré comme uniforme (variance des pentes = 0,000). On relève à nouveau l’absence d’effet significatif du sexe de l’enseignant(e) (bêta = 0,19, p > 0,10) contrastant avec l’effet du degré de différenciation genrée (bêta = - 0,07, p < 0,05).

Le nombre d’interactions initiées par l’enseignant

Tableau 4. Modèles multiniveaux estimant le nombre moyen d’interactions initiées par les enseignant(e)s par élève par séance en français et en mathématiques

Tableau 4. Modèles multiniveaux estimant le nombre moyen d’interactions initiées par les enseignant(e)s par élève par séance en français et en mathématiques

Seuils de significativité : * : p < 0,10 ; ** : p < 0,05 ; *** : p < 0,01 Les erreurs type des coefficients figurent entre parenthèses
Note : Le modèle 12 ne convergeant pas, la variable parcours scolaire a été supprimée de l’équation. A titre de contrôle la variable parcours scolaire a été introduite dans un modèle où l’effet du sexe de l’élève a été traité comme effet fixe ; le coefficient de la variable parcours scolaire est alors de 0,173 (0,092) et celui du sexe est de -0,039 (0,061).

  • 6 L’introduction des variables explicatives dans les modèles 10 en français et 12 en mathématiques am (...)

38En français comme en mathématiques, la décomposition de la variance par le modèle vide (respectivement, modèles 9 et 11) révèle à nouveau que la variance intraclasse est prépondérante (71,1 % en français et 65,4 % en mathématiques)6.

39Dans les deux disciplines, le sexe de l’élève n’a pas d’effet significatif sur les interactions initiées par l’enseignant (en français, bêta = - 0,01 pour la modalité « fille », p > 0,45 ; en mathématiques, bêta = - 0,03, p > 0,25 ) et l’on ne constate pas de différence selon les classes (variance des pentes nulle en français comme en mathématiques). Le sexe de l’enseignant(e) est lui aussi sans effet significatif (en français, bêta = - 0,01 pour la modalité « féminin », p > 0,95 ; en mathématiques, bêta = - 0,20, p > 0,15 ).

40Le meilleur prédicteur du nombre d’interactions initiées par l’enseignant(e) est, tant en français qu’en mathématiques, le nombre d’interactions initiées par l’élève. Les autres effets semblent surtout indiquer que les enseignant(e)s sont sensibles au milieu social de l’élève en français et sensibles à son parcours scolaire en mathématiques.

Les indicateurs construits à partir des catégories de base de la grille

41Des analyses multiniveaux comportant les mêmes variables explicatives ont été faites sur les quatre indicateurs (Qualité des feedback, Direction des feedback, Initiative et Soutien) construits à partir des catégories de base de la grille. Ces indicateurs présentent l’intérêt de fournir des informations plus qualitatives et plus fines que le nombre d’interactions étudié précédemment. Pour alléger la présentation et éviter les redondances, nous nous limiterons ici aux résultats principaux.

42Le sexe de l’élève n’a pas d’effet significatif sur les indicateurs Qualité et Direction. En revanche, l’indicateur Initiative est nettement dépendant du sexe de l’élève (bêta de la modalité « fille » = - 0,29 en français et – 0,20 en mathématiques, p < 0,01). Rappelons que cet indicateur rapporte les interventions spontanées de l’élève aux sollicitations de l’enseignant(e). L’effet constaté peut donc s’expliquer en partie par la tendance des filles à prendre moins souvent la parole spontanément que les garçons, comme on l’a déjà relevé plus haut. De plus, on observe un effet négatif et tendanciellement significatif du sexe de l’élève sur l’indicateur Soutien montrant que, toutes choses égales, les filles reçoivent un peu moins de soutien que les garçons (bêta = - 0,14 ; 0,05 < p < 0,10).

43Le sexe de l’enseignant(e) n’influence significativement aucun des quatre indicateurs, contrairement à l’âge de l’enseignant(e) qui a un effet négatif sur Participation aussi bien en français qu’en mathématiques et un effet négatif également sur Qualité et Soutien en mathématiques.

44Au total, il apparaît que les indicateurs confirment les résultats globaux.

Discussion

45L’effet du sexe de l’élève sur les interactions verbales en classe apparaît très différent selon que l’on considère les interactions initiées par l’élève ou celles initiées par l’enseignant(e). Dans le cas des premières, on observe (en français comme en ­mathématiques) un effet du sexe qui se manifeste par une prise de parole spontanée plus fréquente chez les garçons que chez les filles. L’effet ne dépend ni des caractéristiques des classes, ni de celles des enseignant(e)s. Ces résultats confirment ceux obtenus antérieurement par d’autres chercheurs et rapportés au début de cet article. S’agissant des interactions initiées par l’enseignant(e), on n’observe au contraire aucune influence du sexe de l’élève, que l’on examine le total de ces interactions ou divers indices plus qualitatifs comme le rapport entre les feedback avec commentaire et feedback sans commentaire, ou encore, le rapport entre les feedback positifs et les feedback négatifs. L’absence d’effet du sexe de l’élève est d’autant plus notable qu’elle s’observe dans les deux disciplines considérées et dans toutes les classes. La seule exception concerne une tendance des enseignant(e)s à apporter un peu plus de soutien aux garçons comme l’avait déjà observé Becker (1981) dans un autre contexte. Par ailleurs, le sexe de l’enseignant(e) n’a pas d’effet significatif sur les interactions - ni en français, ni en mathématiques.

Conclusion

46Au terme de cet article, il nous faut tout d’abord rappeler les raisons qui nous ont conduits à mener cette étude. Comme nous l’avons mentionné plus haut, les pratiques enseignantes doivent aujourd’hui « prendre en compte la diversité des élèves » et « promouvoir une éducation fondée sur le respect mutuel des deux sexes ». Ces directives se déploient dans un paysage social qui s’est modifié en profondeur depuis une vingtaine d’années, où « la diversité des modèles identitaires masculins et féminins devient une réalité » et où « la mixité des valeurs gagne du terrain » ­(Marchal, 2010, p. 66). Dans ce nouveau contexte social et scolaire, un réexamen de certaines dimensions des pratiques enseignantes, qui s’étaient précédemment révélées susceptibles de fabriquer des différences entre filles et garçons, s’avère donc pertinent. Il nous a semblé important que ce réexamen puisse permettre d’étudier, sur un même échantillon de classes, ce qui avait été précédemment étudié, soit sur des échantillons plus petits, soit sur des échantillons différents, à savoir les attentes des enseignants et les interactions verbales maître-élève dans deux disciplines différemment connotées du point de vue sexué. Il nous a également semblé important d’examiner la question, moins renseignée dans la littérature, de l’impact du sexe du maître sur ces deux aspects des pratiques.

47Concernant les attentes des enseignant(e)s, nos résultats mettent en évidence un certain nombre de différences par rapport aux travaux antérieurs. Quelle que soit la discipline, alors qu’on observe un effet de l’âge de l’élève, de son niveau scolaire ou de son origine sociale, on ne relève d’effet ni du sexe de l’élève ni du sexe de l’enseignant(e). Aucun de ces deux derniers facteurs n’affecte les attentes des enseignant(e)s, et le « sexe de la discipline » n’y change rien. On ne retrouve donc pas ce qui est parfois décrit dans la littérature : une tendance des enseignant(e)s à mieux juger les filles en français et les garçons en mathématiques. Cependant, ces résultats sont cohérents avec ce que nous avons observé dans le questionnaire sur les représentations sexuées des enseignants. Nous avons en effet constaté que, même si les enseignantes et les enseignants ont toujours des représentations sexuées de certaines des qualités des filles et des garçons, celles-ci ne portent pas sur les qualités intellectuelles (e.g. compétence, logique, culture, curiosité intellectuelle), qu’ils ont tendance à juger mixtes, et qui ne ­constituent donc pas pour eux de meilleurs descripteurs pour les filles que pour les garçons.

48Concernant les interactions verbales enseignant(e)-élève, on observe à la fois des similitudes et des divergences avec les études précédentes. Les premières portent principalement sur les interactions initiées par les élèves en classe. On retrouve en effet, dans cette recherche, une tendance plus grande chez les garçons à intervenir de leur propre initiative en classe, de sorte que l’on peut toujours parler de domination de l’espace sonore par les garçons en classe. Mais cette domination est due davantage à des différences de comportement entre les filles et les garçons qu’à une tendance des enseignant(e)s à se comporter différemment avec les deux sexes durant les séquences d’enseignement. Ceci rejoint les conclusions de Altermatt, Jovanovic & Perry (1998), qui estiment que les différences éventuelles dans le questionnement des garçons et des filles par les maîtres ne fait que suivre les différences intersexes des demandes spontanées de réponse émanant des élèves. Quant aux divergences, elles portent surtout sur le nombre et la qualité des interactions initiées par les enseignant(e)s. En effet, contrairement à ce qui a été parfois observé (Jarlégan, 1999 ; Loudet-Verdier & Mosconi, 1997 ; Zaidman, 1996), on ne relève pas chez les enseignant(e)s de tendance à interagir différemment avec les filles et avec les garçons, quelle que soit la discipline étudiée. La fréquence globale des interactions initiées par les enseignant(e)s ne diffère pas selon le sexe de l’élève et les analyses plus fines et plus qualitatives, conduites sur les indicateurs construits à partir des catégories de base de la grille d’observation, ne révèlent pas non plus de différence liée au sexe. Ajoutons que, dans cette étude, on ne décèle aucun effet de la variable sexe de l’enseignant(e) sur la distribution des interactions.

49Bien entendu, il ne faut pas oublier que ces résultats sont à rapporter aux indicateurs qui composaient la grille et qui ne permettaient pas d’observer, par exemple, la manière dont les enseignant(e)s régulent le climat ou font respecter la discipline en classe, dimensions sur lesquelles des différences liées au sexe pourraient intervenir. De plus, il importe de ne pas généraliser trop à d’autres niveaux scolaires des résultats observés à l’école élémentaire.

50Cette recherche nous aura donc permis d’identifier des convergences et des différences avec les travaux antérieurs sur la prise en compte et le traitement de la diversité sexuée à l’intérieur de la salle de classe. Outre les différences éventuelles de méthode entre les diverses recherches, deux pistes peuvent être évoquées pour tenter d’expliquer les divergences de résultats. Une première piste est liée au niveau d’enseignement concerné par les études. S’agissant par exemple des jugements ­scolaires des enseignant(e)s, nous n’observons pas au CM2 d’effet du sexe de l’élève, ni de celui de l’enseignant(e), ni d’effet de la discipline. Il est cependant possible que ces effets existent à des niveaux ultérieurs de la scolarité comme en attestent les travaux menés au collège par Duru-Bellat et Mingat (1993) ou au lycée par Felouzis (1997). Une seconde piste concerne la date de recueil des données des différentes études citées. Certains de nos résultats diffèrent, tant pour les interactions verbales que pour les attentes des enseignant(e)s, des résultats de travaux menés majoritairement dans les années quatre-vingt dix. Une hypothèse plausible est que, depuis cette période, sous l’influence d’un contexte sociopolitique et éducatif qui accorde une place plus importante à l’égalité hommes-femmes, les enseignant(e)s ont acquis une plus grande réflexivité sur les mécanismes d’assignation des rôles sexués et sur les rapports de genre. Un tel changement a pu induire à son tour des changements dans la manière dont les enseignant(e)s traitent la différence des sexes au quotidien dans leur classe. Des études qualitatives complémentaires, permettant d’analyser de manière plus complète les valeurs, les normes et les représentations actuelles des enseignant(e)s, seraient nécessaires pour progresser sur ces questions.

Haut de page

Bibliographie

Altermatt, E.R., Jovanovic, J., & Perry, M. (1998). Bias or responsivity?: Sex and achievement-level effects on teacher’s classroom questioning practices. Journal of Educational Psychology, 90 (3), 516-527.

Auduc, J.L. (2009). Sauvons les garçons. Paris: Descartes & Cie.

Becker, J.R. (1981). Differential treatment of females and males in mathematics classes, Journal for Research in Mathematics Education, 12 (1), 40-53.

Borko, H., & Cadwell, J. (1982). Individual differences in teachers’ decision strategies: an investigation of classroom organization and management decisions. Journal of Educational Psychology, 74 (4), 598-610.

Bressoux, P. (2008). Modélisation statistique appliquée aux sciences sociales. Bruxelles : De Boeck.

Bressoux P., & Pansu, P. (2001). Effet de contexte, valeur d’internalité et jugement scolaire. L’Orientation Scolaire et Professionnelle, 30 (3), 353-371.

Brophy, J.E., & Good, T.L. (1970). Teachers’ communication of differential expectations for children’ s classroom performance. Journal of Educational Psychology, 61, 365-374.

Buriel, R. (1983). Teacher-student interactions and their relationship to student achievement: a comparison of mexica-american and anglo-american chidren, Journal of Educational Psychology, 75 (6), 889-897.

Buswell, C. (1981). Sexism in school routines and classroom practices. Durham and Newcastle Research Rewiew, IX, (46), 195-200.

Bye, L., & Jussim L. (1993). A proposed model for the acquisition of social knowledge and social competence. Psychology in the Schools, 30, 143-161.

Crossman, M. (1984). Teacher’s interactions with girls and boys in science lessons. Paper presented at Girl-Friendly Schooling Conference, Manchester Polytechnic, 58-65.

Dubet, F. (2010). L’école « embarrassée » par la mixité. Revue Française de pédagogie, 171, 77-86.

Duru-Bellat, M, & Mingat, A. (1993). Pour une approche analytique du fonctionnement du système éducatif. Paris: PUF.

Dusek, J.B., & Joseph, G. (1983). The bases of teacher expectancies: A meta-analysis. Journal of Educational Psychology, 75, 327-346.

Dweck, C.S., Davidson, W., Nelson, S., & Bradley, E. (1978). Sex differences in learned helpessness: II. The contingencies of evaluative feedback in the classroom. III. An experimental analysis. Developmental Psychology, 14(3), 268-276.

Felouzis ,G. (1994). Le collège au quotidien. Paris : PUF.

Felouzis, G. (1997). L’efficacité des enseignants. Paris : PUF.

Jarlégan, A. (1999). La fabrication des différences : sexe et mathématiques à l’école élémentaire. Thèse de doctorat. Dijon : Université de Bourgogne.

Jarlégan, A, Tazouti, Y., Flieller, A., Kerger, S., & Martin, R. (2010). Les interactions individualisées maître-élève : une comparaison entre la France et le Luxembourg. Revue Française de Pédagogie, 173, 67-84.

Jussim, L. (1986). Self-fulfilling prophecies: A theoretical and integrative review. Psychological Review, 93 (4), 429-445.

Jussim, L., Eccles, J.S., & Madon, S. (1996). Social perception, social stereotypes and teacher perceptions: Accuracy and the search for the powerful self-fulfilling prophecy. Advances in Experimental Social Psychology, 28, 281-388.

Jussim, L., Madon, S., & Chatman, C. (1994). Teacher expectation and student achievement: Self-fulfilling prophecies, biases, and accuracy. In L. Health et al. (Eds), Applications of heuristics and biases to social issues (pp. 303-334). New York: Plenum.

Hattie, J.A.C. (2009). Visible learning. A synthesis of over 800 meta-analyses relating to achievement. Londres et New-York : Routledge.

Huguet, P. (1997). Performances, contexte social et appartenance de sexe. In J.L. Beauvois, R.V. Joule, & J.M. Monteil (Eds), Perspectives cognitives et conduites sociales. (pp. 216-218). Lausanne : Delachaux et Niestlé.

Kreft, I., & De Leeuw, J. (1998). Introducing Multilevel Modeling. Los Angeles: Sage.

Leder, G. (1987). Teacher student interaction: a case study. Educational Study in Mathematics, 18, (3), 255-271.

Leinhardt, G., Seewald, A.M., & Engel, M. (1979). Learning what’s taught: sex differences in instruction. Journal of Educational Psychology, 71, 432-439.

Lorenzi-Cioldi F. (1988). Individus dominants et groupes dominés. Images masculines et féminines. Grenoble : PUG.Loudet-Verdier, J., & Mosconi, N. (1997). Inégalités de traitement entre les filles et les garçons. In C. Blanchart-Laville (Dir.), Variations sur une leçon de mathématiques (pp. 127-150). Paris : L’Harmattan.

Marchal, H. (2010). La diversité en France. Impératif ou idéal ? Paris : Ellipses.

Ministère de l’Education Nationale (2007a). Cahier des charges de la formation des maîtres en institut universitaire de formation des maîtres. Bulletin Officiel de l’Education Nationale n° 1 du 4 janvier 2007.http://www.education. gouv.fr/bo/2007/1/MENS0603181A.htm

Ministère de l’Education Nationale (2007b). Convention pour l’égalité entre les filles et les garçons, les femmes et les hommes dans le système éducatif, Bulletin Officiel de l’Education Nationale, n° 5 du 1er février 2007.

Ministère de l’Education Nationale (2000). Convention pour la promotion de l’égalité des chances entre les filles et les garçons, les femmes et les hommes dans le système éducatif, Bulletin Officiel de l’Education Nationale, n° 10 du 9 mars 2000.

Mosconi, N. (1989). La mixité dans l’enseignement secondaire : un faux-semblant ? Paris : PUF.

Mosconi, N. (2001). Comment les pratiques enseignantes fabriquent-elles de l’inégalité entre les sexes ? Les dossiers des Sciences de l’Education, 5, 97-109.

Rasbash J., Steele, F., Browne, W. & Prosser, B. (2005). A User’s Guide to MLwiN: Version 2.0. Centre for Multilevel Modelling. University of Bristol.

Sinclair, A., & Coulthard, R.M. (1975). Towards an analysis of discourse: The English used by teachers and pupils. London : Oxford University Press.

Trouilloud, D., & Sarrazin, P. (2003). Les connaissances actuelles sur l’effet Pygmalion : processus, poids et modulateurs, Revue Française de Pédagogie, 145, 89-119.

Younger, M., & Warrington, M. (2002). Single-sex teaching in a co-educational comprehensive school in England: an evaluation baised upon student’s performance and classroom interactions, British Educational Research Journal, 28, (3), 353-373.

Zaidman, C. (1996). La mixité à l’école primaire. Paris : L’Harmattan.

Haut de page

Notes

1 En accord avec Kreft et de Leeuw (1998), qui recommandent l’introduction de pentes aléatoires pour les seules variables de niveau 1 dont des considérations théoriques donnent à penser que leurs effets peut varier selon les groupes, le sexe de l’élève a été traité dans les modèles comme une variable à effet aléatoire. Ceci signifie qu’on a autorisé la pente (coefficient bêta) du sexe de l’élève à varier significativement en fonction des classes.

2 Pour chaque item, une réponse neutre est codée 0 et une réponse différenciant les qualités des filles et des garçons est codée 1. Le coefficient de consistance interne pour ces 12 items étant satisfaisant (alpha de Cronbach = 0,75), nous avons construit cette variable par agrégation des réponses des enseignant(e)s aux 12 items du tableau.

3 Les modèles 2 et 4 qui incluent les variables individuelles et contextuelles ajustent significativement mieux les données que les modèles vides (test du rapport de vraisemblance, Chi-deux = 616,52 , ddl = 12 ddl , p < 0,00001 en français et Chi-deux = 583,93, ddl = 12, p < 0,00001 en mathématiques).

4 Sans que la grille ne s’appuie directement sur une classification des actes de langage, ses catégories peuvent y être rattachées : « Désigner un élève » est un acte directif, « Poser une question à un élève » est un acte interrogatif, etc.

5 Les variables explicatives introduites dans le modèle 6 améliorent très significativement l’adéquation (test du rapport de vraisemblance, Chi-deux = 354,30, ddl = 14, p <0,00001).

6 L’introduction des variables explicatives dans les modèles 10 en français et 12 en mathématiques améliore ceux-ci très significativement (test du rapport de vraisemblance : en français, Chi-deux = 344,15, ddl = 14 , p < 0,00001 ; en mathématiques, Chi-deux = 268, ddl =14 , p <0,00001).

Haut de page

Table des illustrations

Titre Tableau 2. Modèles multiniveaux estimant les attentes des enseignant(e)s
Légende Seuils de significativité : * : p < 0,10 ; ** : p < 0,05 ; *** : p < 0,01 Les erreurs type des coefficients figurent entre parenthèsesNote de lecture :  effets fixes, exemples : - variables quantitatives : en français (modèle 2), un écart-type de plus au score initial s’accompagne en moyenne, toutes choses égales par ailleurs, d’une augmentation de 0, 040 écart-type du score d’attente des enseignant(e)s ( p < 0,01) ;- variables qualitatives : en français (modèle 2), toutes choses égales par ailleurs, le score d’attente pour un élève à l’heure est en moyenne supérieur de 0,444 écart-type à celui d’un élève en retard (p < 0,01).
URL http://journals.openedition.org/dse/docannexe/image/1073/img-1.png
Fichier image/png, 148k
Titre Tableau 3. Modèles multiniveaux estimant le nombre moyen d’interactions initiées par l’élève par séance en français et en mathématiques
Légende Seuils de significativité : * : p < 0,10 ; ** : p < 0,05 ; *** : p < 0,01 Les erreurs type des coefficients figurent entre parenthèses
URL http://journals.openedition.org/dse/docannexe/image/1073/img-2.png
Fichier image/png, 160k
Titre Tableau 4. Modèles multiniveaux estimant le nombre moyen d’interactions initiées par les enseignant(e)s par élève par séance en français et en mathématiques
Légende Seuils de significativité : * : p < 0,10 ; ** : p < 0,05 ; *** : p < 0,01 Les erreurs type des coefficients figurent entre parenthèsesNote : Le modèle 12 ne convergeant pas, la variable parcours scolaire a été supprimée de l’équation. A titre de contrôle la variable parcours scolaire a été introduite dans un modèle où l’effet du sexe de l’élève a été traité comme effet fixe ; le coefficient de la variable parcours scolaire est alors de 0,173 (0,092) et celui du sexe est de -0,039 (0,061).
URL http://journals.openedition.org/dse/docannexe/image/1073/img-3.png
Fichier image/png, 152k
Haut de page

Pour citer cet article

Référence papier

Annette Jarlégan, Youssef Tazouti et André Flieller, « L’hétérogénéité sexuée en classe : effets de genre sur les attentes des enseignant(e)s et les interactions verbales enseignant(e)-élève », Les dossiers des sciences de l’éducation, 26 | 2011, 33-50.

Référence électronique

Annette Jarlégan, Youssef Tazouti et André Flieller, « L’hétérogénéité sexuée en classe : effets de genre sur les attentes des enseignant(e)s et les interactions verbales enseignant(e)-élève », Les dossiers des sciences de l’éducation [En ligne], 26 | 2011, mis en ligne le 01 octobre 2011, consulté le 19 octobre 2018. URL : http://journals.openedition.org/dse/1073 ; DOI : 10.4000/dse.1073

Haut de page

Auteurs

Annette Jarlégan

Maître de conférences au Laboratoire Interuniversitaire des Sciences de l’Education et de la Communication (Lisec) de l’Université Nancy 2.
Annette.Jarlegan@univ-nancy2.fr

Youssef Tazouti

Membre du laboratoire InterPsy de l’Université Nancy 2.

André Flieller

Professeur, directeur du laboratoire InterPsy de l’Université Nancy 2.

Haut de page

Droits d’auteur

Licence Creative Commons
Les dossiers des sciences de l’éducation est mis à disposition selon les termes de la licence Creative Commons Attribution - Pas d'Utilisation Commerciale - Pas de Modification 4.0 International.

Haut de page
  • Logo Presses universitaires du Midi
  • OpenEdition Journals