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Influences indirectes de l’origine sociale sur la réussite académique à l’Université

Indirect influence of social background on academic achievement at University
Sarah Galdiolo, Frédéric Nils and Gil Vertongen

Abstracts

Nowadays, socioeconomic background continues to explain academic failure among first year university students. By means of a questionnaire survey on 525 freshmen students, the present study examined three processes that could explain the relation between social background and academic achievement. The two first relate to secondary school: school effect and options effect. The third relates to the mastery of academic basic competences presumed to be acquired before university entrance. Results show that these three variables are, at least partly, determined by social origins, and that they exert an important impact on academic performance, conferring them a mediating status in the link between social background and early academic achievement.

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Influences indirectes de l’origine sociale sur la réussite académique à l’Université

1Au cours de ces dernières décennies, les inscriptions dans l’enseignement supérieur en Communauté française de Belgique ont augmenté, de sorte qu’elle compte parmi les pays et régions ayant les plus hauts taux de participation dans l’enseignement supérieur au monde (Vandenberghe, 2000).

2Même si ces chiffres peuvent être considérés comme des indices de démocratisation de l’enseignement supérieur, deux ombres subsistent au tableau. D’une part, bien que la Communauté française de Belgique se distingue par une liberté d’accès et une absence quasi complète de sélection à l’entrée à l’université, le public présent n’en reste pas moins majoritairement issu de groupes sociaux favorisés (Vermandele et al., 2010). D’autre part, plusieurs études (Arulampalam, Hayor, & Smith, 2004 ; Romainville, 2000) montrent que l’échec à l’Université, particulièrement massif en première année, est en partie lié aux ressources socioculturelles et financières du milieu familial des étudiants. Par conséquent, l’élargissement de l’accès aux études universitaires n’induit pas l’égalité au niveau des chances de réussite.

3Le présent article s’interroge sur les processus explicatifs de l’influence de l’origine sociale des étudiants sur leur réussite académique. Au vu de la littérature scientifique, quatre processus potentiellement médiateurs peuvent être pointés : l’effet établissement, l’effet filière d’étude, l’effet options et l’effet de la maîtrise des prérequis universitaires. Les trois premiers processus soulignent la diversité des carrières scolaires en fonction de l’établissement scolaire fréquenté en secondaire, de la filière d’étude et des options suivies (Dumay & Dupriez, 2004a). Dans une logique chronologique, ce passé scolaire de l’étudiant détermine notre quatrième variable d’intérêt : l’effet de la maîtrise des prérequis universitaires, qui concerne la possession de certaines compétences normalement acquises avant l’entrée à l’université et jugées critiques pour la réussite dans l’enseignement supérieur.

4L’argumentation développée ci-après débutera par une analyse du lien entre position sociale et réussite scolaire. Nous recenserons ensuite les recherches portant sur nos variables médiatrices, à savoir l’effet établissement, l’effet filière, l’effet options, et l’effet relatif à la maîtrise des prérequis universitaires. Ceci fait, nous présenterons la méthodologie et les résultats de notre travail empirique. Enfin, ces derniers seront discutés et mis en perspective.

Position sociale et réussite scolaire

5Le débat autour des inégalités se nourrit du décalage entre, d’une part, le postulat d’égalité entre les individus et, d’autre part, les inégalités réelles, patentes et persistantes. Ces inégalités (e.g., de revenus, de conditions de travail, de logement, d’éducation) sont souvent liées entre elles, se cumulent et tendent à former un véritable système (Duru-Bellat, 2005). L’inégalité des chances reflète donc le rapport entre, d’un côté, le classement des individus d’après des caractéristiques dont ils ne sont aucunement responsables parce qu’elles leur ont été imposées à la naissance (e.g., sexe, ethnie, catégorie sociale des parents) et, de l’autre côté, ce que la vie leur procure ensuite (Girod, 1989).

6Deux théories pionnières ont particulièrement marqué l’étude des inégalités sociales face à l’éducation : les théories de Bourdieu (1964, 1966) et de Boudon (1973, 2001).

7Bourdieu et Passeron (1964) ont étudié les inégalités d’accès et de réussite des enfants en milieu scolaire et ont remis en cause le fonctionnement de l’école. Premièrement, ils considèrent que des différences de « capital » ou « d’héritage culturel » entre les enfants de milieu favorisé et les enfants de milieu défavorisé expliquent leurs différences de réussite scolaire. Ainsi, selon leur milieu social d’appartenance, les élèves hériteraient de certains traits culturels, que les auteurs nomment « habitus », c’est-à-dire « un ensemble de dispositions culturelles durables associées à une position sociale et résultant d’un processus d’inculcation » (Van Campenhoudt, 2001, p. 250). Cette différence « culturelle » aurait pour implication majeure une adaptation différente à l’école en fonction du milieu d’origine. Ainsi, ces auteurs avancent que les enfants de milieu défavorisé ont moins accès aux pratiques culturelles qui sont valorisées à l’école (e.g., langage, prérequis). Dès lors, ils présentent plus de difficultés face aux activités scolaires.

8Par ailleurs, ces mêmes auteurs affirment que l’école agit selon une logique « méritocratique ». Comme écrit précédemment, les élèves de milieu aisé ont davantage accès à des pratiques culturelles (e.g., visite de musées, lecture, maîtrise du langage oral et écrit) largement appréciées par leurs professeurs, et bénéficient ainsi de facilités à l’école. Les professionnels de l’éducation associeraient cette facilité à un « don naturel » ou un mérite, et percevraient l’échec scolaire comme un manque d’intelligence ou de travail, les élèves de milieu défavorisé étant alors souvent perçus comme les moins doués.

9De son côté, Boudon (1973, 2001) se réfère à une théorie économique afin d’expliquer le processus d’inégalité sociale face à l’éducation. Cette théorie postule que face à un choix d’orientation, l’individu évalue les coûts et les avantages des alternatives envisagées. Dans le domaine scolaire, cette évaluation diffère en fonction du milieu d’appartenance de l’étudiant, les coûts d’études supérieures étant généralement estimés trop élevés par les étudiants de milieu défavorisé par rapport aux avantages espérés. De ce fait, ces derniers envisageraient préférentiellement des études techniques ou professionnelles durant leurs secondaires, ou éventuellement des études supérieures courtes. Dans les deux cas, le choix s’expliquerait par le fait que d’une part, ces études coûtent moins cher que des études universitaires et, d’autre part, qu’elles ont l’avantage de permettre un accès rapide à l’emploi. L’accumulation de ces choix d’orientation a pour conséquence une homogénéisation sociale progressive de la population estudiantine dans les différentes filières d’études secondaires et supérieures. Dès lors, au fur et à mesure de l’avancée dans le cursus scolaire, la relation entre classe sociale d’appartenance et réussite tend à s’atténuer et à disparaître (Boudon, 2001 ; Duru-Bellat, 2005). Afin de limiter le phénomène d’inégalité des chances à l’école, Boudon (2001) propose que les choix des familles quant au cursus scolaire soient moins décisifs, ce qui serait rendu possible par l’allongement du tronc commun dans l’enseignement secondaire.

10Dans le cadre de cette étude, vu le statut particulier des étudiants (non travailleurs), leur origine sociale sera évaluée à partir du niveau d’étude de leurs parents. Trois raisons expliquent notre choix méthodologique. Premièrement, les sociologues (Bourdieu, 1994 ; Thélot & Valet, 2000) montrent que le parcours scolaire est majoritairement influencé par le capital culturel de la famille, en comparaison au capital économique. Ce capital culturel peut dès lors être évalué par le niveau d’études des deux parents. Deuxièmement, ces deux variables indépendantes sont conceptuellement proches de notre variable dépendante, à savoir la réussite académique. Enfin, la variable « niveau d’études » s’avère beaucoup plus objective que la variable « profession », complexe à catégoriser objectivement et donc peu utilisable (Burnod & Chenu, 2001).

Médiateurs du lien entre origine sociale et réussite académique

Contexte : Le système scolaire en Communauté française de Belgique

11Avant de présenter les médiateurs potentiels, il importe de contextualiser nos propos en faisant état des particularités de l’enseignement secondaire en Communauté française de Belgique. Les études (Boudon, 2001 ; Bourdieu, 1966 ; Duru-Bellat, 2005) montrent en effet le rôle majeur du fonctionnement de l’enseignement secondaire dans la pérennisation des inégalités sociales.

12Actuellement, une progression du niveau des acquis des différents groupes sociaux est observée dans le système scolaire. Toutefois, plusieurs années après les constatations de Bourdieu et de Boudon, les études (Vandenberghe, 2000) continuent à souligner un différentiel de croissance en fonction des groupes sociaux, avec un désavantage manifeste des élèves de milieu défavorisé. Accepter de considérer l’échec des élèves de milieu défavorisé comme étant aussi le reflet d’un mode de fonctionnement organisationnel et institutionnel, et pas seulement comme le reflet des caractéristiques de l’élève, nous permettrait de mieux comprendre la stabilité de cette situation (Galand, Neuville, & Frenay, 2005). C’est pourquoi nous allons nous pencher sur quelques aspects du fonctionnement de l’enseignement secondaire en Communauté française de Belgique.

13En Europe, plusieurs types de modèle d’enseignement peuvent être identifiés, allant de l’intégration (Danemark, Islande, Finlande et Suède) à la séparation (Allemagne, Autriche, Suisse, Belgique) (Draelants, Dupriez, & Maroy, 2003). Le système scolaire belge suit clairement le modèle de la séparation : des filières organisées de manière précoce, un recours important aux orientations et aux options, et un usage fréquent du redoublement comme outil de gestion des parcours scolaires (Dupriez & Dumay, 2004b).

14Dans cette logique, l’enseignement secondaire en Communauté française de Belgique tend à recourir massivement au redoublement lors de difficultés d’apprentissage. Cela concerne surtout les élèves à profil socio-économique plus faible (Vandenberghe, 1996), et entraîne dès lors une certaine homogénéité au sein des classes (Delvaux, 2000). Pourtant, Duru-Bellat et Mingat (1997) ont montré que favoriser l’hétérogénéité au sein d’une classe augmente l’efficacité et l’équité du système.

15Le système en Communauté française de Belgique se caractérise également par une évaluation scolaire décentralisée. Il s’agit d’un jugement de valeur posé par des acteurs scolaires plutôt qu’une réalité objective (Crahay, 1996). Cette décentralisation de l’évaluation comporte un certain nombre de risques en termes d’égalité de traitement. L’échec peut ainsi éventuellement sanctionner, d’un établissement scolaire à l’autre, des niveaux d’insuffisance fort variables (Draelants, 2002).

16En conclusion, les études (Draelants et al., 2003) indiquent que le modèle de la séparation, tel qu’appliqué en Belgique, entraîne la plus forte relation entre le milieu social et culturel des élèves et leur réussite scolaire. Nous allons à présent développer les processus médiateurs qui peuvent générer des différences de réussite à l’université en fonction de l’origine sociale de l’apprenant.

Effet établissement

17L’effet établissement se définit par une capacité différenciée des établissements de l’enseignement secondaire à faire acquérir des connaissances (Dumay & Dupriez, 2004a). Il se traduit par des progressions inégales et des carrières académiques variables en fonction de l’institution scolaire fréquentée. Ce phénomène est clairement observé dans l’enseignement suivant le modèle de la séparation, c’est-à-dire notamment en Communauté française de Belgique (Grisay, 2006). Ce système gère en effet les différences d’aptitudes en orientant les élèves vers des institutions différentes, ce qui maximise l’homogénéité au sein de chacun des établissements. À l’opposé, dans les systèmes scolaires de type intégré, l’effet établissement est de moindre ampleur ; l’hétérogénéité de niveau des étudiants se situe alors essentiellement au sein des établissements scolaires, et non entre ceux-ci.

18Ces différences de progression en fonction de l’établissement scolaire peuvent s’expliquer par l’influence conjointe de trois facteurs. Le premier facteur fait référence aux pratiques pédagogiques et au climat de l’établissement scolaire (Dumay & Dupriez, 2004a). À aptitudes égales au départ, les étudiants progressent mieux s’ils prennent part à un apprentissage de qualité, réalisé par des enseignants compétents dans une ambiance calme, plutôt que s’ils sont exposés à des enseignants peu motivés et aux multiples problèmes d’un établissement en crise. Le deuxième facteur fait référence à une sévérité inégale des institutions scolaires. Ainsi, certains établissements se montrent bien plus sévères que d’autres en matière de notation. Cette différence de notation dépend en réalité du public accueilli par l’institution : lorsque le public est majoritairement faible, la notation est plus indulgente tandis que l’on note plus sévèrement un public de bon niveau scolaire (Duru-Bellat & Mingat, 1988). Cette constatation nous amène au dernier déterminant de ce phénomène : l’effet de composition, c’est-à-dire l’effet des caractéristiques agrégées de la population des établissements scolaires (e.g., niveau moyen des ressources culturelles de la famille, niveau moyen des compétences des élèves) sur les différences de progressions entre ces établissements (Dumay & Dupriez, 2004a ; Grisay, 2006). D’une part, on constate que les institutions scolaires présentent un public socialement homogène. En fonction de leur origine sociale, les élèves se dirigent vers certaines institutions scolaires plutôt que d’autres. D’autre part, les établissements qui accueillent des élèves de milieu défavorisé sont d’un niveau faible, tandis que le cas inverse est observé pour les établissements qui présentent un public de milieu aisé (Grisay, 2006), ce qui a pour corollaire des différences de progression entre ces établissements.

Différenciation inter-filière et effet options

19Relativement tôt dans le cursus, les familles de la Communauté française de Belgique sont amenées à faire des choix d’options et de filières qui auront un impact majeur sur la carrière académique de leur enfant. Ce fonctionnement entraîne un effet interfilière et un effet options. Ces effets, dont la similarité nous a amené à les rapprocher, suivent le même principe que l’effet établissement, et se définissent par une capacité différenciée à faire acquérir des connaissances en fonction de la filière d’étude fréquentée (générale, technique ou professionnelle), ainsi qu’en fonction des options poursuivies (e.g., mathématiques fortes/faibles, sciences fortes/faibles, sciences sociales). Des études (Duru-Bellat, 2005 ; Forget, 2002 ; Thiéry, Zachary, De Villé, & Vandenberghe, 1999) montrent que les différentes filières et options rassemblent un public homogène au niveau social ainsi qu’au niveau des compétences. Ainsi, les élèves qui suivent l’enseignement professionnel proviennent majoritairement d’un milieu moyen à bas et s’y retrouvent généralement au terme de redoublements successifs.

20Dans le cadre de cette étude, ne niant pas l’intérêt de l’effet filière, nous nous centrerons sur l’effet options. De fait, étant donné que les étudiants en première année à l’université sont essentiellement issus de l’enseignement général (de Kerchove & Lambert, 1996), nous ne serons pas en mesure d’évaluer des différences selon la filière. En définitive, deux types d’option seront identifiés. Primo, les options dites « générales » (e.g., mathématiques, sciences, latin-grec) permettent aux élèves du secondaire d’acquérir des connaissances larges et variées. Secundo, les options plus « spécifiques » (e.g., sciences sociales, sciences économiques, informatique) contribuent au développement de connaissances liées à un domaine en particulier (de Kerchove & Lambert, 1996). Plusieurs études (Beguin, 1991 ; de Kerchove & Lambert, 1996 ; Droesbeke, Hecquet, & Wattelar, 2001) font état d’un lien entre les options suivies au sein-même de la filière générale et la réussite universitaire. Ainsi, les options dites « générales » ont tendance à davantage répondre et préparer les élèves aux exigences universitaires. De ce fait, sans jugement de valeur, nous les qualifierons de « fortes » (options générales) versus « faibles » (options spécifiques), au vu uniquement de leurs apports en termes de préparation à l’université.

Prérequis universitaires 

21La notion de prérequis universitaires désigne « toute connaissance ou compétence s’avérant cruciale pour la maîtrise d’un cours, et qui est considérée comme devant être acquise préalablement à l’entrée des études universitaires ou au cours de ces études indépendamment d’un enseignement systématique et explicite » (Romainville, Houart, & Schmetz, 2006).

22Les études (Galand, Frenay, & Bourgeois, 2004 ; Robbins, Lauver, Le, Davis, & Langley, 2004) montrent que la réussite est notamment liée au niveau de compétence des étudiants à leur entrée dans le supérieur, et plus précisément à leurs compétences acquises dans le secondaire. D’ailleurs, Romainville note un écart non négligeable entre ce que certains enseignants supposent connus par leurs nouveaux étudiants et ce que ceux-ci savent réellement (Romainville, 2006). Ceci nous amène à postuler que les prérequis, définis par les enseignants universitaires, ne sont pas maîtrisés également par tous les étudiants, et que des différences notoires existent en fonction du passé scolaire de ceux-ci.

23Le projet « Explicitation des prérequis et mesure de leur maîtrise » mené par Romainville (2006) porte principalement sur ces problématiques, et tente d’évaluer la maîtrise des prérequis chez les étudiants entrant en première année à l’université. Des questionnaires, élaborés en collaboration avec les enseignants, sont administrés aux étudiants afin de mesurer ce qu’ils savent effectivement faire. Par le biais de ce dispositif, trois objectifs sont poursuivis. Primo, ce projet tente de révéler les compétences et les connaissances initiales exigées à l’université. Secundo, il vise à mesurer l’adéquation des connaissances et compétences des étudiants face à ces exigences universitaires (Romainville et al., 2006). Tertio, il tente de diminuer l’influence des préacquis sur la réussite académique de deux manières différentes. Tout d’abord, les professeurs sont informés des résultats des tests, afin de pouvoir adapter leur manière d’enseigner et inviter les étudiants à s’engager dans un travail de remédiation. Ensuite, les étudiants prennent connaissance de leurs résultats au test. Cela leur permet de prendre conscience de leurs lacunes, de modifier leurs méthodes de travail en conséquence et d’améliorer leurs compétences en prenant part, notamment, aux dispositifs de remédiation. Par ailleurs, notons que la réussite à ces tests a un effet stimulant et provoque une augmentation du sentiment de compétence de ces étudiants, facteur non négligeable de réussite universitaire.

Hypothèses

24Au terme de ce développement théorique, trois catégories d’hypothèses peuvent être formulées. La première reprend celles qui vérifieront l’existence d’influences directes entre nos variables d’intérêt et la réussite universitaire.

25Hypothèse 1 : L’origine sociale des étudiants influence leur réussite en première année à l’université.

26Hypothèse 2 : L’établissement scolaire dans lequel les étudiants ont évolué en secondaire influence leur réussite universitaire.

27Hypothèse 3 : Les options enseignées aux étudiants en secondaire influencent leur réussite universitaire.

28Hypothèse 4 : Le degré de maîtrise de certains prérequis universitaires par les étudiants à l’entrée à l’université influence leur réussite universitaire.

29De son côté, notre second groupe d’hypothèses examinera la présence de processus médiateurs explicatifs du lien entre origine sociale des étudiants et réussite universitaire.

30Hypothèse 5 : L’établissement scolaire dans lequel les études secondaires ont été effectuées joue un rôle médiateur dans le lien entre l’origine sociale et la réussite universitaire.

31Hypothèse 6 : Les options choisies dans l’enseignement secondaire jouent un rôle médiateur dans le lien entre l’origine sociale et la réussite universitaire.

32Hypothèse 7 : La maîtrise des prérequis universitaires joue un rôle médiateur dans le lien entre l’origine sociale et la réussite universitaire.

33Enfin, en vue de comparer les effets respectifs de nos variables, une dernière hypothèse vérifiera l’influence conjointe de nos facteurs sur la réussite universitaire.

34Hypothèse 8 : L’originale sociale, l’établissement scolaire, les options choisies dans l’enseignement secondaire et la maîtrise des prérequis universitaires influencent la réussite universitaire.

Méthode

Participants

  • 1  Vu le caractère obligatoire de sa passation, au moins 90 % des étudiants ont participé au Passepor (...)

35Nos 525 participants primo-arrivants, dont 238 de sexe masculin (45,3 %) et 287 de sexe féminin (54,7 %), provenaient tous de la population estudiantine de première année d’une des sept institutions universitaires de la Communauté française de Belgique. Ils étaient âgés de 17 à 23 ans (M = 18,47). Quatre Facultés / filières d’étude étaient représentées : Le droit (n = 202), les sciences économiques et de gestion (n = 153), les sciences politiques et sociales (n = 130), et les lettres (n = 40)1. Notons que seuls 34 étudiants (6,48 %) provenaient de l’enseignement secondaire technique, alors que tous les autres provenaient de l’enseignement général.

Questionnaire et données récoltées

36Le questionnaire administré se composait de deux parties. La première était constituée d’une série d’items permettant de dresser le profil sociodémographique et la trajectoire scolaire des participants. Outre les informations classiques (âge, genre, programme d’étude, etc.), il était demandé aux étudiants d’indiquer le nom ainsi que la localisation de leur établissement secondaire. Aux fins d’opérer un classement entre ces établissements, nous nous sommes basés sur les statistiques de réussite en première année universitaire des étudiants sortant de ces écoles au cours des deux dernières années. Cela nous a permis d’ordonner ces établissements de manière décroissante. Nous avons alors pu constituer trois catégories, comprenant chacune un nombre quasi identique de participants : les établissements scolaires (a) de niveau élevé, (b) de niveau moyen, et (c) de niveau faible.

37En ce qui concerne le choix des options durant les études secondaires, les participants ont dû indiquer le nombre d’heures par semaine et le type d’options suivies durant les dernières années de leur cursus dans l’enseignement secondaire. Sur base de la littérature (de Kerchove & Lambert, 1996), deux catégories d’options ont été définies : les options générales/fortes (e.g., mathématiques fortes, sciences fortes, latin grec) et les options spécifiques/faibles (e.g., sciences sociales, sciences économiques, informatique).

38L’origine sociale des participants était estimée à partir du niveau d’études de leur père et de leur mère. Sur la base de la littérature empirique existante (Colicis et al., 2004), trois niveaux d’études ont été distingués selon le plus haut diplôme obtenu : primaire, secondaire ou supérieur.

  • 2  Pour chaque passeport, la fourchette 25 %-75 % de non-maîtrise a été retenue (Romainville, 2006, p (...)

39La seconde partie du questionnaire a été développée par l’équipe de Romainville aux Facultés Universitaires Notre-Dame de la Paix à Namur. Il s’agit de tests, dénommés « Passeport pour le Bac », qui visent à mesurer la maîtrise des prérequis universitaires des étudiants entrants. Ces « Passeports pour le Bac » évaluent des savoirs et des savoir-faire variés, tant disciplinaires que transversaux. Ils ont été utilisés à plusieurs reprises avant la présente recherche, ce qui a permis d’en éprouver la validité auprès d’un grand nombre d’étudiants (Romainville, 2006). Au vu de la spécificité de notre échantillon en termes de programmes d’études choisis, trois de ces passeports ont été utilisés. Les étudiants inscrits en Faculté de droit ont dû remplir le passeport de compréhension en profondeur d’un texte juridique. Les étudiants des filières d’économie et de gestion ont été confrontés au passeport en mathématiques. Les étudiants des filières lettres et sciences politiques et sociales ont reçu le passeport de compréhension en profondeur d’un texte des sciences humaines2.

40Enfin, pour chaque étudiant, nous avons obtenu de la part des autorités facultaires leurs résultats moyens (sur 20) aux examens de la session de janvier.

Procédure

41La récolte de données a eu lieu lors de la rentrée académique 2007-2008, au début du mois d’octobre. Les étudiants ont complété collectivement les questionnaires, en lieu et place d’un cours de deux heures. Au total, 153 passeports de mathématiques, 202 passeports de compréhension en profondeur d’un texte de droit et 170 passeports de compréhension en profondeur d’un texte de sciences humaines ont été dûment complétés.

42Outre les consignes de remplissage classiques, les étudiants étaient informés du fait que leurs prérequis allaient être évalués, avec l’objectif avéré de leur faire prendre conscience de leurs lacunes éventuelles dès le début de l’année. Il leur était également indiqué que les résultats moyens de leur auditoire constitueraient une base d’information pour les enseignants, leur permettant d’adapter leur enseignement en fonction de la maîtrise ou non de certaines compétences supposées acquises. Par ailleurs, les étudiants apprenaient que des activités de remédiation allaient leur être proposées suivant leurs résultats, confidentiels. Enfin, les étudiants ont pu prendre connaissance de leur note au passeport au cours du mois de novembre 2007.

Résultats

Analyses préliminaires

43Au total, cinq variables ont fait l’objet d’analyses. Le tableau ci-après reprend quelques statistiques descriptives, permettant au lecteur d’apprécier la répartition des participants à notre recherche dans les différents niveaux de ces variables.

Tableau 1. Statistiques descriptives de l’échantillon concernant les variables ordinales

Variables

Niveaux
de la variable

N

%*

Niveau d’études du père

Primaire

Secondaire

Supérieur

150

174

401

19,5

14,1

76,4

Niveau d’études de la mère

Primaire

Secondaire

Supérieur

151

188

386

19,7

16,8

73,5

Niveau de l’établissement

secondaire fréquenté

Faible

Moyen

Élevé

109

122

121

20,8

23,2

23,0

Type d’options suivies dans l’enseignement secondaire

Spécifiques/Faibles

Générales/Fortes

227

298

43,2

56,8

44Note. * Les nombres rapportés sont vrais ; ceci implique qu’en cas de données manquantes, le pourcentage total peut ne pas équivaloir 100 %.

Table 1. Descriptives statistics of ordinals variables

  • 3  L’indice d’asymétrie (γ = - 1,73 pour le père, γ = - 1,58 pour la mère) de nos deux indicateurs d’ (...)

45Au vu du tableau 1, nous constatons une bonne répartition de nos participants dans les différents niveaux des variables relatives à l’établissement secondaire fréquenté ainsi qu’au type d’options suivies dans l’enseignement secondaire. Par contre, une certaine asymétrie caractérise nos variables relatives aux niveaux d’études des parents, avec une sous représentation des niveaux d’études plus faibles3. Ceci mérite d’être souligné : la plupart des parents d’étudiants universitaires sont eux-mêmes diplômés de l’enseignement supérieur. Pour vérifier l’éventuelle redondance de nos deux indicateurs d’origine sociale, nous avons calculé un χ2 de Pearson qui s’est avéré largement significatif (χ2(4) = 155,12, p < .001). En d’autres termes, il existe une forte association entre les niveaux d’études des deux parents de nos participants. Dès lors, afin d’éviter toute colinéarité, nous privilégierons le niveau d’études de la mère comme indicateur de l’origine sociale de nos participants dans nos analyses ultérieures. En effet, Tinto (1997) a montré que le niveau d’éducation de la mère avait une influence significative supérieure sur les résultats en première année universitaire.

46Concernant nos deux variables purement quantitatives, deux premiers résultats simples quoique pertinents méritent d’être mis en évidence. Primo, le score moyen de l’échantillon (M = 11,15, ET = 3,22) aux passeports mesurant les prérequis (dont le maximum est 20) est inférieur à 12 (t(524) = - 6,04, p < 0.001). En moyenne, les étudiants ne possèdent donc pas les prérequis attendus par leurs nouveaux professeurs à l’université, si on se base sur la barrière classique de la réussite, fixée à douze sur vingt.

47Secundo, les résultats moyens de l’échantillon (M = 10,17, ET = 3,13) à la session d’examens de janvier (sur 20) sont également inférieurs à 12 (t(524) = - 13,39, p < 0.001). En moyenne, les étudiants n’ont donc pas satisfait aux exigences de réussite de la session de janvier. Notons enfin que nos variables « prérequis » et « réussite » suivent toutes deux une loi normale.

48Enfin, les dernières analyses préliminaires ont consisté en une description des résultats aux examens de janvier selon les catégories de nos variables d’intérêt, c’est-à-dire le niveau d’études de la mère, l’établissement scolaire fréquenté en secondaire et les options qui y ont été choisies. Ainsi, les étudiants dont la mère est diplômée de l’enseignement supérieur, qui viennent d’un établissement scolaire dont le niveau est élevé ou dont les options secondaires sont générales, ont tendance à présenter des résultats plus élevés aux examens de janvier (tableau 2).

Tableau 2. Description des résultats aux examens de janvier en fonction des catégories des variables d’intérêt (niveau d’études de la mère, établissement scolaire fréquenté en secondaire et options qui y étaient choisies)

Résultats aux examens (/20)

M

σ

Niveau d’études de la mère

Primaire

Secondaire

Supérieur

18,34

19,43

10,58

3,59

3,02

2,97

Niveau de l’établissement

scolaire fréquenté

Faible

Moyen

Élevé

19,13

10,52

11,39

3,20

2,79

2,65

Type d’options suivies dans l’enseignement secondaire

Spécifiques/Faibles

Générales/Fortes

19,09

11,00

3,03

2,95

Table 2. Descriptive data of results by categories of social background, school and school options/orientation.

Rappel des hypothèses

49La première section de nos analyses cherchera à vérifier l’influence directe (hypothèses 1 à 4) de l’origine sociale, de l’établissement scolaire fréquenté en secondaire, des options qui y ont été choisies ainsi que de la maîtrise des prérequis universitaires sur la réussite des étudiants de premier baccalauréat à l’université (figure 1).

50Ensuite, une seconde section testera les influences indirectes du modèle (hypothèses 5 à 7), autrement dit les effets médiateurs (1) du niveau de l’établissement secondaire fréquenté par les participants, (2) du type d’options qu’ils ont suivies en secondaire et (3) de leurs maîtrise des prérequis, dans la relation entre leur origine sociale et leur réussite académique (figure 2). Il nous paraît important de distinguer ici médiation complète et partielle. Une médiation est dite complète lorsque l’effet de la variable indépendante (VI) sur la variable dépendante (VD) passe complètement par la variable médiatrice (VM). Dans ce cas, l’effet direct devient non significatif dès lors que le médiateur est intégré dans le modèle. De son côté, la médiation partielle

Figure 1. Effets directs

Image1

Figure 1. Direct effects

51ne nie pas l’impact direct de la VI sur la VD. Toutefois, elle postule que l’effet direct diminuera une fois le médiateur pris en compte dans l’équation (Frazier, Tix & Barron, 2004). Notre modèle théorique énonçant à la fois des influences directes et indirectes, les médiations qui seront testées dans les sections suivantes seront toutes à considérer a priori comme étant partielles.

Figure 2. Effets indirects

Image2

Figure 2. Indirect effects

Influences directes

52Soit OS (le niveau d’origine sociale, indiqué par le niveau d’études de la mère), ETA (le niveau de l’établissement secondaire fréquenté), OP (le type d’options suivies dans le secondaire), PRE (le score obtenu au test de prérequis universitaires) et RES (les résultats moyens obtenus aux examens de janvier). Le tableau 3 rapporte les coefficients relatifs aux influences directes observées entre nos 4 variables et la réussite universitaire (RES).

Tableau 3 . Coefficients de régression standardisés des influences directes

VI

VD

R2

ß

Erreur

p

OS

RES

.06

.24

.20

< .001

ETA

RES

.09

.30

.19

< .001

OP

RES

.09

.30

.26

< .001

PRE

RES

.14

.38

.13

< .001

Table 3. Standardized Regression coefficients of direct influences

53Le tableau 3 nous permet de confirmer les hypothèses 1 à 4. L’origine sociale, l’établissement fréquenté en secondaires, le type d’option qui y a été suivie ainsi que la maîtrise des prérequis universitaires exercent tous une influence significative sur la réussite universitaire.

Influences indirectes

54Il nous semble utile de rappeler les conditions nécessaires à la mise en évidence d’une médiation (Baron & Kenny, 1986). Tout d’abord, la variable indépendante (VI) doit exercer un effet direct sur la variable dépendante (VD). Ensuite, l’effet indirect entre la variable indépendante et la variable dépendante doit passer par la variable médiatrice (VM). En d’autres termes, la relation entre VI et VM puis entre VM et VD doit être significative. Enfin, l’effet indirect doit être supérieur à l’effet direct.

55Une fois ces conditions remplies, il convient de valider la suspicion de médiation. Pour ce faire, nous opterons pour le test de Sobel. Celui-ci permet de vérifier que l’effet indirect de la variable indépendante (VI) sur la variable dépendante (VD) par le biais du médiateur (VM) est significativement différent de zéro (Baron & Kenny, 1986). Largement usité dans la littérature (MacKinnon, Warsi, & Dwyer, 1995), il s’avère adéquat en présence de grands échantillons (Kline, 2005), comme c’est le cas dans la présente étude.

56Notre modèle théorique postule l’existence d’influences indirectes (hypothèses 5 à 7), autrement dit d’effets médiateurs (1) du niveau de l’établissement secondaire fréquenté par les participants, (2) du type d’options qu’ils ont suivies en secondaire et (3) de leur maîtrise des prérequis, dans la relation entre leur origine sociale et leur réussite académique (figure 2).

57Dans le but de vérifier les conditions nécessaires à la mise en évidence d’une médiation (Baron & Kenny, 1986), le tableau 4 reprend les coefficients relatifs aux influences directes exercées par la variable indépendante sur les variables médiatrices. Nous constatons que l’origine sociale exerce une influence sur (a) l’établissement fréquenté durant l’enseignement secondaire, (b) le type d’options choisies et (c) le score obtenu au test évaluant les prérequis universitaires.

Tableau 4. Coefficients de régression standardisés des influences de la variable indépendante sur les variables médiatrices

VI

VM

R2

ß

Erreur

p

OS

ETA

.07

.26

.07

<.001

OS

OP

.02

.14

.03

<.011

OS

PRE

.04

.19

.07

<.001

Table 4. Standardized Regression coefficients of influences of independent variable on mediator variables

58Ensuite, le tableau 5 reprend les trois médiations simples et indique, pour chacune d’elles, le coefficient β de la variable indépendante (VI) obtenu après contrôle de l’effet de la variable médiatrice (VM) sur la variable dépendante (VD). Ceci nous permet de vérifier la troisième condition de Baron et Kenny (1986), qui implique une diminution du β de la VI sur la VD après contrôle de la VM. Enfin, pour vérifier le degré de signification de cette diminution, le tableau 4 renseigne également les indices de Sobel. En définitive, les analyses rapportées dans le tableau 4 confirment les hypothèses 5 à 7. L’établissement fréquenté en secondaire, les options suivies ainsi que la maîtrise des prérequis sont des médiateurs significatifs du lien entre l’origine sociale et la réussite académique.

Tableau 5. Coefficients de régression standardisés des influences indirectes et tests de Sobel

VI

VM

VD

ß*

p*

Erreur*

R2**

Z***

p***

OS

ETA

RES

.14

<.051

.25

.11

3.56

<.001

OS

OP

RES

.20

<.001

.20

.13

2.81

<.001

OS

PRE

RES

.17

<.001

.20

.17

3.93

<.001

59Note. * Ces coefficients renseignent l’effet (ß), la signification (p) et l’erreur de mesure de chaque VI concernée ; ** Ces coefficients renseignent le pouvoir explicatif (R2) de chaque modèle médiateur complet ; *** Ces coefficients renseignent la puissance (Z) et le degré de signification (p) du test de Sobel.

Table 5. Standardized regression coefficients of indirect influences and Sobel tests

Influence conjointe de l’origine sociale et des variables médiatrices sur la réussite

60En vue d’analyser l’influence respective de notre variable indépendante et de nos variables médiatrices sur la réussite académique, une régression multiple a été réalisée. Les facteurs ont été ajoutés un à un au modèle, en respectant l’ordre chronologique. Ainsi, les variables ETA et OP sont insérées avant la variable PRE. En effet, la fréquentation d’un établissement scolaire ainsi que le choix d’options dans l’enseignement secondaire sont des événements se produisant lors des études secondaires, tandis que la maîtrise des prérequis est liée au moment de l’entrée à l’université.

61Le tableau 6 reprend les 4 modèles de régression obtenus. Chaque modèle s’est vu ajouter une nouvelle variable. Ainsi, le modèle 1 analyse uniquement la relation entre OS et RES, le modèle 2 intègre ETA et le modèle 3 OP. Enfin, le modèle 4 comprend OS, ETA, OP et PRE.

62Au fur et à mesure de l’ajout des facteurs, nous pouvons constater que l’influence de l’origine sociale diminue, jusqu’à devenir non-significative dans le dernier modèle. Par ailleurs, ce tableau nous permet d’observer que les deux médiateurs les plus importants sont l’établissement fréquenté en secondaire ainsi que les prérequis.

Tableau 6. Influence conjointe d’OS et des variables médiatrices sur RES

Modèles

Variables

ß

p

Erreur

Sig. F
change*

1

OS

.20

< .001

.25

.04

2

OS

.13

< .05

.25

ETA

.27

< .001

.20

.11

< .001

3

OS

.12

< .05

.24

ETA

.26

< .001

.19

OP

.22

< .001

.31

.16

< .001

4

OS

.09

ns

.24

ETA

.25

< .001

.18

OP

.12

< .05

.32

PRE

.26

< .001

.16

.21

< .001

63Note. *Ce coefficient renseigne la signification du changement entre les modèles.

Table 6. Joint influence of OS and mediator variables on RES

64Au vu de ces résultats, des analyses supplémentaires ont été réalisées afin d’observer si une double médiation de (a) l’établissement scolaire et (b) des prérequis dans la relation entre origine sociale et réussite universitaire, pouvait survenir. Les liens suivants ont donc été testés : OS → ETA → PRE → RES. Toutefois, aucun effet significatif n’a été observé entre l’établissement scolaire et les prérequis, ce qui empêche de conclure à une éventuelle double médiation.

Discussion

65L’objectif assigné à la recherche présentée ici était de vérifier que le lien entre l’origine sociale des étudiants et leur réussite en première année à l’université pouvait en partie être expliqué par trois processus ou effets médiateurs : (1) l’effet lié à l’établissement scolaire fréquenté pendant les études secondaires, (2) l’effet du choix des options pendant ces études, et (3) l’influence de la maîtrise des prérequis universitaires en début de première année académique. Pour chacun de ces effets, des hypothèses spécifiant des relations directes et indirectes (médiations) ainsi qu’une hypothèse reprenant l’ensemble de nos variables ont été énoncées et testées auprès d’un échantillon de 525 étudiants primo-arrivants en première année universitaire dans quatre filières d’études différentes.

66Avant d’entrer dans la discussion des résultats liés à ces hypothèses, deux constats préliminaires peuvent être dressés. Le premier provient de la description du profil des participants à la recherche, reprise dans le tableau 1. Les trois quarts de ces participants ont au moins un parent porteur d’un diplôme de l’enseignement supérieur. Cette observation est tout à fait cohérente au vu de la littérature récente relative à l’accès à l’université en Communauté française de Belgique, qui confirme que cet accès demeure en bonne partie réservé à des étudiants issus d’un milieu privilégié (Vermandele et al., 2010). Le deuxième constat porte sur les résultats obtenus aux tests mesurant la maîtrise des prérequis universitaires en début d’année académique. Il s’avère que la moyenne des résultats obtenus à ces tests est inférieure au seuil classique de 12/20, ce qui signale l’existence d’un décalage entre ce que les enseignants universitaires estiment devoir être acquis par les étudiants en arrivant à l’université et les acquis réels de ces étudiants. Ce décalage avait déjà été observé par Leclercq (2003) dans le cadre du projet Mohican.

67Le premier groupe des hypothèses testées portait sur les influences directes de l’origine sociale, de l’établissement d’enseignement fréquenté durant les études secondaires, des options suivies durant le secondaire et de la maîtrise des prérequis universitaires sur la réussite lors de la session d’examens de janvier. Au vu des résultats obtenus, il apparaît sans ambigüité que ces quatre variables influencent significativement la réussite aux examens universitaires en première année. Plus précisément, la lecture des pourcentages de variance expliquée par chacune de ces variables indique que la maîtrise des prérequis universitaires influence de manière plus importante la réussite académique et que l’origine sociale a un impact direct plus limité. Cette dernière observation peut s’expliquer d’au moins trois manières. Premièrement, il est possible, en effet, que le poids de l’origine sociale sur la réussite académique soit modeste, ce qu’affirment des auteurs comme Galand et al. (2005). Deuxièmement, le faible taux de variance expliquée peut être dû à l’homogénéité de l’échantillon au niveau de l’origine sociale des participants, facteur qui peut diminuer la taille des effets observés (Howell, 1998, p. 254 ; Van Campenhoudt, Dell’Aquila, & Dupriez, 2008). Troisièmement, des processus ou effets médiateurs peuvent diminuer le lien direct entre l’origine sociale et la réussite académique, ce qui constitue l’élément central de notre raisonnement, dont les arguments empiriques sont discutés ci-après.

68En effet, le deuxième groupe des hypothèses testées portait sur les effets médiateurs potentiels de l’établissement scolaire fréquenté, des options choisies durant les études secondaires et de la maîtrise des prérequis universitaires sur le lien entre origine sociale et réussite académique. Les résultats repris dans les tableaux 4 et 5 attestent que les critères à remplir pour valider des modèles de médiation sont satisfaits pour ces trois variables, ce qui permet de conclure à leur rôle de variable médiatrice dans le lien entre origine sociale et réussite en première année universitaire. Autrement dit, l’origine sociale des étudiants influence indirectement leur réussite académique via (1) l’établissement d’études secondaires qu’ils ont fréquenté, (2) les options qu’ils ont choisies pendant leurs études secondaires et (3) leur maîtrise des prérequis universitaires. Les deux premières relations de médiation avaient déjà été mises en évidence dans des travaux antérieurs, recensés notamment par Van Campenhoudt et al. (2008). Par contre, le statut de médiateur de la maîtrise des prérequis universitaires n’avaient jamais, à notre connaissance, fait l’objet d’une investigation empirique publiée.

69La dernière hypothèse testée visait à appréhender les poids relatifs des quatre variables d’intérêt sur la réussite académique. Il ressort ici que l’établissement scolaire fréquenté et la maîtrise des prérequis universitaires sont les deux déterminants les plus importants de la réussite académique. Par ailleurs, lorsque l’origine sociale est intégrée dans un modèle de régression complet, son influence n’est plus significative.

70Avant de souligner les apports théoriques et pratiques de cette recherche, il convient d’en indiquer les limites. Les deux premières d’entre elles ont trait à la généralisabilité des résultats obtenus. En effet, ceux-ci ont été récoltés d’une part dans une seule université de la Communauté française de Belgique, et d’autre part dans un seul secteur d’études, celui des sciences humaines. Deux raisons ont présidé au choix d’une seule institution universitaire. La première tient à la facilité à récolter des données dans cette institution vu l’affiliation des auteurs. La seconde est basée sur le public estudiantin de cette institution, plus hétérogène au niveau de l’origine sociale si on la compare aux autres institutions universitaires en Communauté française de Belgique. Pour ce qui est du choix du secteur des sciences humaines, c’est à nouveau pour nous assurer de l’hétérogénéité de la population estudiantine que les secteurs des sciences et techniques et des sciences de la vie, beaucoup plus homogènes sur le plan de l’origine sociale (Delvaux, 2004 ; de Kerkhove & Lambert, 1996), ont été écartés. Enfin, la dernière limite à épingler concerne la mesure de la réussite académique. Dans l’interprétation donnée aux résultats de la recherche, c’est la réussite en première année universitaire qui est mentionnée alors que l’évaluation de la réussite ne porte que sur les examens de la première session de l’année. Deux éléments permettent de justifier cela. D’un côté, les tests portant sur la maîtrise des prérequis universitaires étaient associés à des cours qui sont dispensés en première partie d’année académique et évalués lors de la session d’examens de janvier. D’un autre côté, même si la réussite de l’année universitaire n’est pas entièrement prédite lors de la première session d’examens, il n’en demeure pas moins que l’on observe une corrélation de plus de .80 entre les résultats obtenus à cette session et ceux obtenus lors des sessions de juin et de septembre (de Ketele, Draime, Lebrun, & Solé-Tulkens, 1991).

71Malgré ces limites méthodologiques, les constats empiriques dressés dans cette recherche s’avèrent pertinents pour alimenter la compréhension des déterminismes sociaux liés à la problématique de la réussite à l’université et fournir des éléments pour tenter de les endiguer. Tout d’abord, nos résultats montrent, plus de quarante ans après la parution de l’ouvrage « Les héritiers » (Bourdieu & Passeron, 1964), que la problématique de l’égalité des chances de réussite à l’université est toujours présente. Toutefois, en concordance avec d’autres travaux empiriques réalisés en Communauté française de Belgique (Galand, Neuville, & Frenay, 2005 ; Parmentier, 2005), nos observations attestent que l’origine sociale des étudiants, prise individuellement, est loin d’épuiser l’explication du phénomène d’échec.

72Ainsi, deux processus inhérents aux études secondaires permettent davantage d’expliquer l’influence indirecte de l’origine sociale sur la réussite universitaire : l’effet établissement et l’effet options. Effectivement, en fonction de leur origine sociale, les jeunes s’orientent vers des établissements d’enseignement secondaire qui les préparent inégalement aux études universitaires et choisissent des options qui influencent aussi leur réussite en première année à l’université. Comme indiqué plus tôt, des pistes existent pour diminuer l’influence de tels processus, tels que l’allongement du tronc commun durant les études secondaires et la centralisation des évaluations. Par ailleurs, un décret adopté récemment en Communauté française devrait limiter l’effet lié à l’établissement secondaire fréquenté en assurant davantage de mixité sociale et culturelle en son sein.

73Enfin, il a été possible d’objectiver via des tests évaluant la maîtrise de certains prérequis universitaires en début de cursus académique, que celle-ci varie en fonction de l’origine sociale des étudiants, et qu’elle a une forte influence sur la réussite en première année à l’université. À notre connaissance, aucune publication empirique n’avait vérifié jusqu’à présent la distribution socialement inégale de la maîtrise de compétences spécifiques et critiques pour la réussite au début d’un parcours universitaire. Or, une des particularités de ces compétences spécifiques, lorsqu’elles sont comparées à des habiletés plus générales telles que celles évaluées par les tests d’intelligence, réside dans leur potentiel de transformation, notamment via l’apprentissage (Grégoire & Nils, 2008). Cela ouvre dès lors la porte à toutes les initiatives en matière de remédiation ou de mise à niveau une fois que des lacunes ont pu être repérées, ce qui n’est pas le cas pour des habiletés plus générales, et donc plus stables (Carroll, 1997). Autrement dit, nous disposons peut-être là d’un autre levier pour diminuer les inégalités sociales face à la réussite à l’université, par exemple via l’évaluation précoce d’éventuelles lacunes par rapport à ces compétences critiques, et la mise en place de dispositifs de remédiation ciblés. Pour ce faire, un partenariat entre les universités, les centres d’orientation et les écoles secondaires devrait déboucher sur (1) l’explicitation des compétences jugées critiques pour la réussite en première année d’université dans l’ensemble des filières d’enseignement proposées, (2) l’élaboration d’outils permettant de diagnostiquer le niveau de maîtrise de ces compétences et (3) la conception et l’organisation de formules de remédiation à destination d’élèves chez qui des faiblesses auraient été identifiées. Une telle procédure a d’ailleurs vu le jour récemment sous l’impulsion de Marc Romainville dans des écoles secondaires à discrimination positive de la Communauté française de Belgique.

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Notes

1  Vu le caractère obligatoire de sa passation, au moins 90 % des étudiants ont participé au Passeport pour le Bac dans chaque faculté.

2  Pour chaque passeport, la fourchette 25 %-75 % de non-maîtrise a été retenue (Romainville, 2006, p. 2). Théoriquement, les passeports ont donc été construits pour occasionner 25 % de réussite « sûre », 25 % d’échec incompressible et 50 % d’étudiants pouvant basculer d’un côté ou de l’autre selon la qualité du dispositif pédagogique.

3  L’indice d’asymétrie (γ = - 1,73 pour le père, γ = - 1,58 pour la mère) de nos deux indicateurs d’origine sociale ne s’éloigne pas suffisamment de 0 que pour violer le postulat de normalité requise pour nos analyses de régression ultérieures.

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References

Electronic reference

Sarah Galdiolo, Frédéric Nils and Gil Vertongen, « Influences indirectes de l’origine sociale sur la réussite académique à l’Université », L'orientation scolaire et professionnelle [Online], 41/1 | 2012, Online since 07 March 2015, connection on 18 August 2019. URL : http://journals.openedition.org/osp/3723 ; DOI : 10.4000/osp.3723

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About the authors

Sarah Galdiolo

est Chercheuse en psychologie, Université Catholique de Louvain, Belgique - Thèmes de recherche : Transitions de vie et inégalités sociales - Contact : Université Catholique de Louvain, Place Cardinal Mercier, 10, 1348 Louvain-la-Neuve – Courriel : sarah.galdiolo@uclouvain.be  

Frédéric Nils

est Professeur, Facultés Universitaires Saint-Louis, Belgique - Thèmes de recherche : Orientation scolaire et professionnelle - Contact : Facultés Universitaires Saint-Louis, Boulevard du jardin Botanique, 43, 1000 Bruxelles – Courriel : nils@fusl.ac.be

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Gil Vertongen

est Assistant en psychologie, Facultés Universitaires Saint-Louis, Belgique - Thèmes de recherche : Motivation, formation des adultes, réussite à l’université -Contact : Facultés Universitaires Saint-Louis, Boulevard du jardin Botanique, 43, 1000 Bruxelles – Courriel : vertongen@fusl.ac.be

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