ࡱ > q bjbjt+t+ % A A , F ] , ` 8 $ ( ( ^ , , , , , , 1 / ` ` $ , , , , , ` , , ` ` ` , 4 , , , ` ` , `R ` Du pain et des vacances: La consommation des catgories socioprofessionnelles shomognise-t-elle (encore)? * Louis Chauvel Cet article value lhypothse du rapprochement des modes de consommation des diffrentes catgories socioprofessionnelles. Selon les auteurs les plus radicaux, il ny aurait plus de diffrence dans les structures des dpenses des cadres et des ouvriers. Une analyse discriminante portant sur les enqutes de Budget des mnages 1985 et 1995 montre que les cadres et les ouvriers conservent des structures budgtaires distinctes et quil ny a pas de changement significatif en dix ans. La hirarchie de lensemble des catgories socioprofessionnelles que permet de construire la mthode est stable dans le temps. En outre, lactivit de la conjointe, qui aurait pu produire un brouillage des frontires sociales, a des effets empiriques contradictoires: lhtrogamie des couples rapproche les cadres des ouvriers mais lhomogamie les loigne; leffet global est nul. Une tude sur le long terme aurait peut-tre permis de reprer des changements plus importants, mais, sur les dix dernires annes, les catgories socioprofessionnelles apparaissent comme un outil descriptif stable et efficace. La consommation est un objet rv pour le sociologue des structures sociales, mme si, lorsque dbute le travail empirique, le rve se fait cauchemar. Cest peine si lon peut imaginer les difficults rencontres par Halbwachs dans ses recherches, lpoque o les seuls compagnons du sociologue taient le papier, le crayon, et la rgle calcul. En raison de la complexit mme du champ, il nest pas question ici de restituer un tableau systmatis des volutions de la consommation selon les catgories sociales, ni den tracer la thorie globale, lun comme lautre projets restant, de par leur complexit, des objets ouverts de la sociologie. Notre objectif est dapporter quelques lments de rponse une question classique de la sociologie, dj pose par Halbwachs (1913): quel degr les structures de consommation permettent-elles de rvler la structure sociale? Plus encore, nous allons valuer lvolution de ce lien entre structure des consommation et structure sociale, et le degr auquel nous assisterions une homognisation. Cette question est importante. En effet, mme si nous utiliserons ici les catgories socioprofessionnelles de lINSEE, un autre enjeu se dissimule derrire cette ide dhomognisation: lenjeu des classes sociales. Depuis quarante ans, largument de lhomognisation des structures de consommation et de lamoindrissement des diffrences de modes de vie entre cadres et ouvriers est central pour asseoir lhypothse selon laquelle les classes sociales ont perdu de leur pertinence (notamment: Nisbet, 1959; Aron, 1969; Lautman, 1980; Mendras, 1988). Laissons la parole Aron (1969, p. 32): Les distinctions de classes sont affaiblies la fois par lhtrognit croissante lintrieur des vastes ensembles (ouvriers de lindustrie), qui seuls mritent le nom de classes, et par lhomognit dun mode de vie ou de consommation, caractristique de la bourgeoisie, petite ou moyenne, auquel accdent un nombre croissant de familles (italiques dans loriginal). Autrement dit, une nouvelle classe moyenne homogne absorberait des fractions croissantes de la population, alors que le monde ouvrier serait de plus en plus clat. Il faut donc en attendre une indiffrenciation croissante entre les fractions suprieures de la classe ouvrire et la petite et moyenne bourgeoisie. Ce serait lide dun rapprochement des modes de consommation des catgories sociales. Dautres arguments prennent le relais. Les anciens repres normatifs des catgories sociales auraient tendance dstructurer en raison de lmergence de clivages nouveaux, internes aux catgories sociales: le chmage de masse et la prcarisation, qui dpassent les diffrences de catgories sociales, lapparition dune structuration gnrationnelle des ingalits, ou encore les diffrences de genre, dethnie, prenant le pas sur les distinctions traditionnelles de la sociologie, voire mme lapparition dun chaos postmoderne de la culture favoris par lenrichissement, laissant tous un choix total de stratgies, de genres et de modes de vie (Pakulski et Waters, 1996). Cest donc l une critique radicale, selon laquelle la structure sociale qui rsulte du travail quelle soit aborde en termes de classe ou de PCS ne permettrait plus de comprendre, ne serait-ce que dun point de vue descriptif, les diffrences de comportements. Cette critique ne doit pas tre confondue avec un second type de remise en cause, selon laquelle la PCS na aucun effet propre sur diffrents comportements, une fois contrles les diffrences de revenu, de diplme, le degr durbanisation, etc. Cette seconde critique ne nie pas la qualit descriptive de la variable PCS, mais simplement son influence spcifique. Cette seconde critique admet la diffrence en moyenne des cadres et des ouvriers (diffrences lies au fait que le diplme, le revenu, etc. sont diffrents dune catgorie lautre), mais elle suppose en revanche quil nexiste pas de culture spcifique de classe, cest--dire que louvrier riche et diplm nest pas diffrent dun cadre au revenu modeste et dpourvu de diplme. Autrement dit, une fois expurge des aspects conomiques, patrimoniaux, culturels, gographiques implicites derrire la PCS, la catgorie socioprofessionnelle naurait gure de pouvoir explicatif. Nous nvaluerons pas cette seconde hypothse. En revanche, la premire critique, radicale, que nous allons confronter aux faits, remet en cause jusqu lintrt descriptif des PCS. Sous une forme moins radicale, cest--dire en termes tendanciels, elle affirme en tous cas quun rapprochement est luvre. Par consquent, nous raisonnerons de faon descriptive, et sans contrle aucun des effets propres du revenu, du diplme, de la taille du mnage, etc. Pour exprimer en un jargon plus quantitativiste la critique qui nous intresse ici, il serait possible de dire que la variance inter- catgories sociales diminuerait, en raison du moindre dterminisme sous-tendu par lappartenance socioprofessionnelle, alors que la variance intra- catgorie crotrait, en raison de lapparition de clivages dune autre nature. Une telle hypothse est sduisante elle nous promet la socit ouverte mais sa confrontation aux faits pose de nombreuses difficults. Des donnes dune extrme complexit Les donnes utilises ici, les enqutes Budget des mnages de 1984-1985 et de 1994-1995, sont peut-tre les plus complexes du systme de la statistique publique. Elles posent tout un ensemble de difficults. Les premires concernent lunit danalyse, les secondes le recueil mme des donnes de budget. La premire difficult est que lunit interroge nest pas lindividu mais le mnage: alors que la plupart des recherches de la sociologie empirique se centrent sur lindividu, les travaux sur la consommation doivent prendre en compte le mnage, simplement parce que les dpenses de logement, le chauffage, lalimentation ne sont pas individualisables pour la plupart, sauf produire lhypothse hardie de lexistence dun march interne au sein du mnage, qui permettrait alors dtablir une comptabilit analytique se rapportant ses diffrents membres. Faute de raisonner ici en ces termes, le mnage sera ici lunit danalyse. Pour simplifier lapproche prliminaire, nous appellerons simplement mnage cadre un mnage dont la personne de rfrence au sens de lINSEE est cadre. Evidemment, ce choix pose de multiples difficults: il est fond sur lhypothse que le revenu apport par une ventuelle conjointe ne compte simplement pour rien. Ce choix ncessitera, bien videmment, lvaluation dautres hypothses. La seconde source de difficults rside dans la faon dont les donnes de budget sont recueillies. Elles se fondent sur lestimation du budget annuel laide de deux documents distincts: dune part, un carnet de compte sur quinze jours pour les dpenses supposes courantes (lesquelles seront multiplies par 26, pour passer la dpense annuelle) et, dautre part, un ensemble de questions complmentaires sur les 12 derniers mois pour les consommations ncessairement plus rares mais plus onreuses, comme les biens dquipement, le mobilier, les vacances, le logement, etc. Ce choix mthodologique tranche une des questions centrales de la sociologie de la consommation, celle qui a trait limbrication de lacte de la dpense dans lhorizon temporel du mnage, ce qui implique une conception du temps social (Pronovost, 1996). Le budget, les ressources et les dpenses sont enchsses dans un droulement temporel fait de choix et de contraintes entre possibilits et besoins. Ainsi, certaines dpenses sinscrivent dans un temps court (par exemple: le pain, le lait) et dautres dans un temps long (lachat dune automobile, la proprit du logement), do un recueil dinformation dune complexit majeure. Un mnage ayant acquis son automobile par un rglement au comptant 13 mois avant lenqute ne dclare plus son achat, alors quachet deux mois plus tard, il et t report dans sa totalit. Il existe donc une discontinuit temporelle dont la consquence est un brouillage important des dpenses: le mnage ouvrier ayant achet une petite voiture lors des 12 mois prcdents a un niveau de dpenses ventuellement plus lev que celui dun mnage cadre nayant pas acquis dautomobile. Ce brouillage nest pas propre aux biens dquipement mais se retrouve dans les dpenses courantes: certains biens alimentaires suivent la mme logique. Lachat de riz, par exemple, nest pas un acte trs frquent: il est mensuel, en moyenne, et la moiti de la population acheteuse de riz sur les 15 jours de la tenue du carnet de compte de lenqute se verra imputer 26 achats de riz par an, et lautre moiti zro. Pour la moyenne dun groupe social donn, le choix est neutre: le surcrot de riz des mnages consommateurs sur les 15 jours rattrapent la non-consommation des autres. En revanche, ds que lon dpasse lanalyse des moyennes par groupes pour sintresser aux formes des rpartitions de la consommation, il peut en rsulter un brouillage difficile valuer. Les dpenses lmentaires qui en rsultent sont codes selon une nomenclature largement dtaille de 918 postes en 1995 (452 pour 1985), eux-mmes agrgs en 109 postes standards comparables, qui font lobjet des publications priodiques de lINSEE, articuls eux-mmes en 7 postes globaux: alimentation, habillement, habitation, hygine-sant, transports-tlcommunication, culture-loisirs et divers. Ces regroupements ne sont pas exempts de critique. Ces classements gomment videmment toute notion de qualit qui va de pair avec certaines formes de distinction sociale: sans parler du lieu dachat (de lpicerie chic de beau quartier au march populaire), le pain et le vin, de qualit ou sans qualit, sont rassembls. Ce problme de comparaison des qualits ne se rduit pas une question transversale de comparaison des budgets des cadres et des ouvriers, mais concerne aussi le suivi dans le temps: il est impossible de savoir si la croissance dune dpense ou dun coefficient budgtaire provient dun accroissement de la quantit consomme, ou dune amlioration de la qualit, ou encore de llvation du prix de ce bien, par inflation diffrentielle des postes. Le poste dont la part dans le budget des mnages a connu la plus forte expansion depuis une quinzaine dannes, le logement, pose des difficults majeures: cette hausse provient-elle de lamlioration qualitative de limmobilier, ou du fait que le march du logement, en location comme lachat, a connu un renchrissement considrable sur la priode (Chauvel, 1998). Par ailleurs, quiconque analysera la logique de regroupement des postes se remmorera Prvert, Prec et le Foucault des Mots et des choses: il est trange que le poste 127 Argenterie, bijouterie, maroquinerie regroupe aussi les antennes de tlvision, les petits accessoires hi-fi, et les piles-bouton; le poste global culture-loisirs incorpore quant lui le poste 125 tabac-cigarettes, ce qui en fait le premier loisir ouvrier devant le poste plantes, fleurs et matriel de jardin. Cette question de classification des biens en une nomenclature de postes est en dfinitive aussi complexe que le classement des professions en PCS: classer est une affaire de jugement, ou, dfaut, darbitraire. Faute de les re-classifier dune faon intelligible selon des principes sociologiquement justifiables, travail de bndictin qui reste mener, nous suivrons les choix traditionnels de lINSEE dans la codification des biens consomms par les mnages, notamment parce que nous sommes bien obligs de laccepter, puisque cest sous ces chefs que leurs dpenses nous sont prsentes dans la plupart des enqutes (Halbwachs, 1913, p. 387). Les donnes en elles mmes semblent donc peu appropries au reprage des diffrences sociales et des frontires de groupes sociaux. Nous verrons que malgr leurs insuffisances, une hirarchie sociale sen dgage nettement. Le chevauchement selon deux postes spcifiques: pain et vacances Nous nous intressons ici aux coefficients budgtaires, savoir la part des dpenses alloues diffrents postes au sein du budget total. Lintrt de la dmarche consiste en un contrle au moins partiel du revenu total, ou en tout cas de la dpense: lintrt est donc port non pas au niveau absolu de dpenses, mais aux variations du poids des diffrentes dpenses dans le budget des diffrents mnages, et donc la structure de leur consommation. Rpartition des mnages cadres et ouvriers selon le coefficient budgtaire consacr au pain en 1995 INCORPORER Word.Picture.6 Source: BDM-1995 Note: 5% des ouvriers consacrent au pain de 0 0,2% de leur budget, contre 19,5% chez les cadres. Considrons dabord un bien particulirement banal et dont on ne saurait dire quil est en tant que tel rellement classant, puisquil se trouve sur toutes les tables: le pain. En 1995, la simple donne du coefficient budgtaire que reprsente le pain dans un mnage dont on sait quil est soit cadre, soit ouvrier, permet den infrer sa catgorie vritable avec 71% de chances de succs. Si le pain reprsente plus de 0,7% de la consommation totale, le mnage a plus de 71% de chances dtre ouvrier, et en de, il a 71% de chances dtre cadre. Autrement dit, 29% des ouvriers consommant le moins de pain par rapport leur budget total ont un coefficient budgtaire situ au dessous de celui des 29% de cadres consommant proportionnellement le plus de pain. Mme si, par rapport louvrier du dbut du sicle, le budget consacr au pain a considrablement diminu, il reste classant. Pour le pain, ce chiffre de 29% sappellera taux de chevauchement; cet indicateur permet de reprer le degr dhomognisation des consommations de deux groupes sociaux. Si le pain tait parfaitement classant, cest--dire si la mesure de son coefficient budgtaire permettait avec certitude de savoir si lindividu est cadre ou ouvrier, ce taux de chevauchement serait zro. Si le coefficient budgtaire du pain tait compltement indiffrenci selon les cadres et les ouvriers, et si les dpenses taient parfaitement homognes, ce taux serait de 50%: nous aurions 50% de chances de nous tromper en infrant une catgorie sociale dappartenance du coefficient budgtaire affrent au pain. Le pain prsente lavantage et la simplicit dtre reprsent dans le budget de lensemble des mnages. Par consquent, le calcul du taux de chevauchement en est simplifi dautant, et la reprsentation ne pose gure de difficult. Il peut exister dautres postes budgtaires, comme celui des vacances, o ltablissement de ce poste peut tre plus complexe, puisque 54% des ouvriers ne dclarent aucune dpense de vacances, contre seulement 19% des cadres. Malgr cette configuration dabsence de dpense dans un nombre important de cas, on peut constater que le coefficient budgtaire 1,3% spare les 69% de mnages ouvriers chez qui la dpense de vacances prend le moins dimportance des 31% consacrant le plus ce poste; linverse, 31% des mnages cadres consacrent moins de 1,3% de leur budget aux vacances et 69% davantage. Le taux de chevauchement est alors de 31%. Autrement dit, pour un mnage dont on sait quil est soit cadre, soit ouvrier, la donne de son coefficient budgtaire permet de le reconnatre comme cadre ou comme ouvrier, avec 69% de chances de succs, du simple fait que ce coefficient dpasse ou non 1,3%. Le taux de chevauchement ne peut tre calcul sur certains postes, comme lachat de bateaux, par exemple, o seuls 1,1% des mnages cadres sont acheteurs et 0,8% des mnages ouvriers. Pour la catgorie des cadres, la dpense sur le poste bateaux est six fois plus importante que pour la catgorie ouvriers, mais il nest pas possible de calculer le chevauchement, puisque lachat de bateau sur lanne est dans un cas comme dans lautre un phnomne rare. Cest la limite de cet indicateur, qui est inapplicable pour les postes rarement reprsents. Rpartition des mnages cadres et ouvriers selon le coefficient budgtaire consacr aux vacances en 1995 INCORPORER Word.Picture.6 Lanalyse discriminante des profils des consommations des ouvriers et des cadres Nous avons vu toutes les limites de la nomenclature utilise: les postes de la nomenclature fine initiale sont classifis dune faon peu satisfaisante, souvent sans fondement sociologique, ni mme logique. Pourtant, ces donnes suffisent distinguer nettement les deux groupes que sont les cadres et les ouvriers. Puisque la diffrence entre cadres et ouvriers peut se juger la part de leurs dpenses consacre 108 postes budgtaires distincts, il est possible de mobiliser ici une mthode multidimensionnelle, lanalyse discriminante, peu usite en sociologie, et qui dveloppe une forme primitive mais proche, la segmentation. Lide de lanalyse discriminante est de parvenir sparer les modalits dune variable nominale dpendante laide de variables explicatives quantitatives rendant compte au mieux de la diffrence entre les modalits. Ici, les postes budgtaires sont les variables explicatives, lappartenance au groupe des ouvriers ou des cadres la variable dpendante. Lobjectif de lanalyse discriminante est de reprer les postes dont les coefficients budgtaires offrent la meilleure sparation des ouvriers et des cadres; elle fournit en outre, pour chaque mnage, un indicateur appel score discriminant, qui est la coordonne sur laxe tabli par la mthode, ce qui permet dvaluer le taux de chevauchement, et ainsi de gnraliser lanalyse esquisse avec la pain et les vacances. Mieux encore, la mthode permet de calculer le score de tout mnage pour lequel nous disposons des coefficients budgtaires, mme sil nest ni cadre ni ouvrier, ce qui permet de mesurer sa position sur laxe sparant cadres et ouvriers. Sa position sur laxe dpendra ainsi de la proximit de sa structure de consommation avec celle des uns ou des autres. Les 16 coefficients budgtaires permettant la meilleure discrimination #CDPosteC1280,37Dpenses de vacancesC1310,35Services domestiquesC1180,21LivresC0720,18Impts fonciersC1350,17Pensions, aides verserC0460,16Repas pris dans un restaurantC0860,16Entretien et rparation du logementC0630,15Crdits de rsidence secondaireC1190,15Journaux, revues, papeterieC1030,14Tlphone personnelC0580,13Nettoyage, teinturerieC021-0,13VolaillesC026-0,14Lait frais, condens, en poudreC020-0,14Charcuterie et plats prparsC125-0,26Tabac, cigarettesC001-0,41PainNote: CD est le coefficient standardis du poste dans la fonction discriminante; il est dautant plus important en valeur absolue que le poste clive les deux catgories sociales; le signe est positif pour un poste plus lourd dans le budget des cadres. Notre premier objectif est de reprer le degr et les variations du chevauchement des catgories cadres et ouvrier entre 1985 et 1995. Les enqutes comptant 108 postes comparables, exprims en coefficients budgtaires, il est possible de raliser lanalyse discriminante sur ces deux annes simultanment, de reprer ainsi un axe discriminant commun, puis danalyser le degr auquel cet axe permet de sparer cadres et ouvriers pour les deux annes. Une premire analyse discriminante permet de retenir 49 variables clivant significativement la structure de budget des ouvriers et des cadres; le taux de chevauchement total est alors de 19,9% en 1995, contre 19,3 en 1985, ce qui correspond une faible croissance du chevauchement, non significative. Ce chevauchement est du mme ordre de grandeur que celui qui rsulte de lanalyse des niveaux de vie, puisque, pour la structure des revenus disponibles par unit de consommation, 21% des cadres se trouvaient en 1989 sous la mdiane des professions intermdiaires, et 14% des ouvriers taient au dessus (Chauvel, 1994); en 1995, au vu de leurs scores, les recouvrements des rpartitions sont respectivement 26 et 17%, cest--dire peine plus. Le fait est en tant que tel intressant puisque, dans la prsente analyse, seuls les coefficients budgtaires sont analyss, et non le niveau absolu des dpenses. Plus grand est le nombre de postes mobiliss, meilleures sont les chances de parvenir un faible chevauchement; cependant, seuls quelques postes clivent fortement la structure de la consommation des mnages, les autres apportant une amlioration rsiduelle. Les 16 postes les plus clivants permettent eux seuls dobtenir un taux de chevauchement de 21,1% pour 1995 et de 19,8 pour 1985, ce qui est presque quivalent lanalyse en 49 postes; les intervalles de confiance se superposent donc, et la diffrence nest pas significative non plus. Autrement dit, pour un mnage donn dont on sait quil est soit cadre, soit ouvrier, en observant sa structure de consommation sur 16 postes, il est possible de fournir une rponse juste sur son appartenance relle dans 79% des cas. Au vu des donnes, peu adaptes la recherche de tels clivages, cest la preuve quil reste des diffrences importantes dans la structure des coefficients budgtaires des dpenses de ces deux catgories socio-professionnelles. En outre, sur la dcennie 1985-1995, la croissance de ce chevauchement entre cadres et ouvriers nest pas significative. Evidemment, ce mode de typification des diffrences sociales par une analyse discriminante implique une vision spcifique du monde social, quil convient dexpliciter un peu. Il sagit dune reprsentation unidimensionnelle et continue de la structure sociale, o lindividu nest pas vu comme le membre dun groupe social, mais comme quelquun ayant une probabilit p dtre ouvrier et 1-p dtre cadre, p tant dautant plus proche de 0 ou 1 quil est typiquement reprsentatif de lun des groupes. Ainsi, 21% des cadres ont une consommation douvriers, parce quils fument intensivement, consacrent une trop grande part de leur budget au pain et partent peu en vacances... Les ouvriers partant pour de longues et lointaines vacances, par exemple parce quils sont issus de limmigration et conservent des attaches familiales hors de France, et surtout sils aident leur famille, seront reprs comme ayant une consommation de cadres. Cest une faiblesse de la mthode o disparat le contexte dans lequel la dpense se droule. Rpartition des ouvriers et des cadres de 1995 sur laxe discriminant (%) INCORPORER Word.Picture.6 La structure sociale densemble Lun des intrts de la mthode est de situer sur une chelle sparant au mieux cadres et ouvriers lensemble des mnages pour lesquels les budgets ont t tablis, aux deux dates, en tablissant pour chacun deux un score dautant plus lev que leur consommation comporte plus de caractristiques propres aux cadres et moins de caractristiques propres aux ouvriers. Cest ici le second objectif de cette recherche: rendre compte de la position de lensemble des groupes sociaux sur une chelle sociale unidimensionnelle btie les coefficients budgtaires, de comparer ces positions, et danalyser leurs dplacements. En effet, il est possible dtablir la position moyenne des diffrentes PCS deux chiffres (voir annexe pour les codes) sur laxe discriminant. Une hirarchisation socioconomique relativement stable au cours du temps apparat alors, satisfaisante par rapport ce que lon connat par ailleurs de la forme de la structure sociale. Les cadres actifs et retraits, les professions librales et les chefs dentreprise de plus de 10 salaris sont au sommet, et les ouvriers et les agriculteurs sont tout en bas. Ici, comme pour de nombreuses chelles, les ouvriers agricoles ont les conditions de vie les plus modestes. Rares sont les groupes dont la position est tonnante. Hirarchie des PCS (personne de rfrence) en 1985 et en 1995 INCORPORER Word.Picture.6 Note: voir en annexe pour les codes; le code un chiffre est reprsent lui aussi. Entre 1985 et 1995, les changements sont faibles mais interprtables. Dune faon gnrale, les diffrentes catgories ont connu une aspiration vers le haut de leur structure de consommation: les coefficients budgtaires se sont dplacs vers les postes plus spcifiques de la consommation cadre. Lampleur de ces changements varie selon la catgorie. Les plus grandes avances sont celles des retraits, quils soient danciens agriculteurs, chefs dentreprise ou cadres (codes 71, 72, 74). Les chmeurs nayant jamais travaill (code 81) connaissent aussi une forte progression, effet vraisemblable de lextension du chmage des jeunes des milieux sociaux plus favoriss. En revanche, les catgories dactifs, plus particulirement salaris de statut priv, connaissent une lvation moindre sur cette hirarchie des modles de consommation. Surtout, entre cadres et ouvriers, lcart des moyennes na pas vari en 10 ans. Lactivit de la conjointe et hirarchie sociale Considrer que la position sociale dun mnage est celle de la personne de rfrence (lhomme, lorsque cest un couple) conduit ignorer un facteur essentiel: lactivit de la conjointe, et les modifications de la position sociale de la famille qui en rsultent de lhtro- et de lhomogamie. Pour lanalyse de la forme de la structure sociale, ces effets de combinaison ne sont pas neutres. En effet, on peut penser que par un effet purement mcanique, le travail fminin contribue la diversification de lchelle sociale et renforce les chelons moyens (...) car la position professionnelle de la femme concide de moins en moins souvent avec celle de lhomme et que, le plus souvent, la position la plus leve dfinit celle de la famille (Mendras, 1988, p. 231). Par consquent, les hommes de condition modeste ont plus de chances de slever dans la hirarchie sociale que ceux des catgories aises, les premiers ayant plus de chance davoir une conjointe dont la position est suprieure la leur. Le dveloppement de lactivit fminine serait donc un facteur dhomognisation, parce quelle bnficierait plus aux hommes des catgories modestes. Cette question peut tre aborde ici. Analysons en premier lieu la position moyenne des diffrents types de couples, selon la PCS un chiffre de lhomme et de la femme. Entre 1985 et 1995, la forme de la hirarchie des couples est stable. Derrire la PCS de la personne de rfrence, celle de la conjointe a une importance dterminante. Par rapport la moyenne des hommes cadres (C-T) peu diffrents des cadres dont la conjointe est inactive (C-I) , selon que lpouse est employe (C-E) ou cadre (C-C), les carts sont importants, de mme ampleur quentre la moyenne des mnages o lhomme est cadre (C-T) et celle o il est profession intermdiaire (P-T). La position du mnage rsulte de la combinaison des situations respectives des deux conjoints, les ouvriers tant en gnral dautant mieux situs par rapport au couple ouvrier-inactive (O-I) que leur pouse travaille en une catgorie sociale plus leve. Il y a bien une lvation de la position sociale des ouvriers lorsque ceux-ci sont htrogames. Pourtant, leffet de la composition des couples nest pas univoque: les couples homogames de cadres (C-C) sont au sommet de la hirarchie, nettement au dessus de la moyenne des mnages dont lhomme est cadre (C-T), alors que les ouvriers homogames (O-O), ou plus encore ceux dont la conjointe est inactive (O-I), sont tout en bas. Par consquent, si lhtrogamie rapproche bien les groupes sociaux, lhomogamie, en revanche, les loignent nettement. Hirarchie des PCS (couples) en 1985 et en 1995 INCORPORER Word.Picture.6 Note: en 1985 et 1995, position des couples sur laxe des scores; la premire lettre correspond la PCS des hommes et la seconde celle des femmes; C: cadre; P: profession intermdiaire; E: Employ; O: Ouvrier; I: Inactive; T: total; C-T est la moyenne des hommes cadres en couple, et C-C les couples homogames de cadres. Seules sont reprsents les couples pour lesquels les chantillons sont assez importants pour obtenir des carts-types de lestimateur de la moyenne infrieurs 0,1. En second lieu, il faut valuer les consquences de lhomo- et htrogamie en termes de chevauchement entre les cadres et les ouvriers. Considrons, en 1995, le taux de chevauchement des couples dont lhomme est cadre ou ouvrier. Lorsque la femme est inactive, le chevauchement est de lordre de 19%, et de 22% pour la moyenne de lensemble des couples; ces diffrences sont non-significatives. Autrement dit, il nest pas possible daffirmer que lactivit de lpouse rapproche les milieux sociaux. En effet, les couples htrogames sont plus homognes que la moyenne de lensemble des couples, puisque leur taux de chevauchement est de 26,5%, significativement suprieur au taux de chevauchement de la moyenne des couples, mais aussi des couples o la femme est inactive. En revanche, les couples homogames ont un taux de chevauchement de 13% seulement, significativement infrieur aux taux de chevauchement des autres types de couples. Taux de chevauchement par type de couple dont la personne de rfrence est ouvrier ou cadre en 1985 et en 1995 Couples homogames (femme active)Femme inactiveMoyenneCouples htrogames (femme active)198512,217,519,124,1199513,018,821,726,5 Par consquent, la combinaison de lactivit de lhomme et de la femme na gure deffet, puisquelle implique deux mouvements contradictoires: dun ct, lhtrogamie brouille les limites des catgories sociales, et de lautre lhomogamie qui les renforce. La rsultante de ces deux mouvements est peu prs nulle. Par ailleurs, en dix ans, il nexiste aucune volution significative des taux de chevauchement des diffrents types de couple. Conclusion: permanence des diffrences De tels rsultats ouvrent plus de questions quils nen referment. Cependant, certaines conclusions sen dgagent. Dune part, il faut souligner que les structures de la consommation rvlent les diffrences de position sociale. Il est possible dlaborer un indicateur unidimensionnel, cr laide de 16 postes budgtaires, qui hirarchisent nettement les PCS selon un ordre clairement interprtable: au del des diffrences entre cadres et ouvriers, une hirarchie socioconomique stable dans le temps apparat dans les coefficients budgtaires. Dautre part, lexamen de lvolution sur dix ans des diffrences des consommations des cadres et des ouvriers montre la permanence des diffrence de structure: lindiffrenciation totale est loin dtre ralise. Certes, les chevauchements existent, et peuvent ne pas tres ngligeables: un cinquime des mnages cadres ont une structure de consommation plus ouvrire que le cinquime des mnages ouvriers qui ont une consommation plus cadre. Inversement, les quatre cinquimes de ces populations sont ordonns selon un axe clairement hirarchique. De plus, la prise en compte de la composition des couples rvle les effets contradictoires de lactivit fminine: lhomogamie renforce les clivages et lhtrogamie les affaiblit. Lun dans lautre, la rsultante de ces deux mouvements est nulle du point de vue des chevauchements. Eu gard la complexit des donnes, o les postes utiliss semblent mlanger de nombreuses consommations sociologiquement diffrentes et ne prennent pas en compte la qualit des biens, ces chevauchements restent somme toute modestes. En outre, ils ne semblent pas se modifier significativement dans le temps, mme si leur croissance pourrait indiquer la possibilit dun mouvement dans un plus long terme. Il se peut que des recherches similaires sur des priodes plus longues puissent mener des conclusions diffrentes, particulirement pour la priode des Trente Glorieuses. Pour autant, au rythme observ sur les dix annes tudies, raison dune croissance de 2% du taux de chevauchement tous les dix ans, il faudrait attendre un sicle et demi pour que les structures convergent parfaitement. En cette fin de XXe sicle, il est difficile dtablir que les catgories sociales se rapprochent. Quant laffirmation selon laquelle les catgories socioprofessionnelles ne permettent plus de reprer, de faon descriptive, de clivage substantiel, il sagit, pour la consommation comme pour dautres champs de recherche, dun jugement erron. Rfrences bibliographiques Aron R., 1969, Les dsillusions du progrs, essai sur la dialectique de la modernit, Paris, Calmann-Lvy. Baudelot C. et Establet R., 1994, Maurice Halbwachs, consommation et socit, Paris, PUF. Bayet A., Chambaz C., Guegano Y. et Hourriez J.M., 1991, Les choix de consommation des mnages: une question de revenu avant tout, Economie et statistique, n248, pp. 21-31. 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Code des PCS utilis # pcsnom pcs11Agriculteurs sur petite exploitation12Agriculteurs sur moyenne exploitation13Agriculteurs sur grande exploitation21Artisans22Commerants23Chefs d'entreprises de 10 salaris et plus 31Professions librales 33Cadres de la fonction publique 34Professeurs, professions scientifiques 35Professions de l'information, des arts et spectacles37Cadres administratifs et commerciaux d'entreprise38Ingnieurs, cadres techniques d'entreprise 42Instituteurs ou assimils 43Professions intermdiaires de la sant et du travail social 44Clerg, religieux 45Professions intermdiaires administratives de la fonction publique 46Professions intermdiaires administratives et commerciales des entreprises 47Techniciens 48Contrematres, agents de matrise 52Employs civils, agents de service fonction publique53Policiers et militaires54Employs administratifs des entreprises55Employs de commerce56Personnels des services directs aux particuliers62Ouvriers qualifis de type industriel 63Ouvriers qualifis de type artisanal 64Chauffeurs 65Ouvriers qualifis, manutention, magasinage, transport 67Ouvriers non qualifis de type industriel 68Ouvriers non qualifis de type artisanal 69Ouvriers agricoles 71Anciens agriculteurs72Anciens artisans, commerants, chefs dentreprise74Anciens cadres75Anciennes professions intermdiaires77Anciens employs78Anciens ouvriers81Chmeurs nayant jamais travaill83Militaires du contingent84Elves, tudiants85Personnes diverses sans activits professionnelle de moins de 60 ans (sauf retraits)86Personnes diverses sans activits professionnelle de plus de 60 ans (sauf retraits) * Je remercie vivement Philippe Besnard pour ses nombreuses critiques, remarques, commentaires, dont ce texte a trs nettement bnfici. Irne Fournier (LASMAS-IDL/CNRS), sans qui ce travail naurait pas t possible, doit tre remercie pour les longs travaux dextraction des fichiers des enqutes Budget des mnages (INSEE) de 1985 et de 1995. Nous nous fondons sur la nomenclature de 1982 des PCS (Profession et catgorie socioprofessionnelle), qui a fait suite celle des CSP (catgorie socio-professionnelle); voir notamment Desrosires et Thvenot (1988), mais aussi Hran (1997). De cette faon, les contrematres sont dans la catgorie professions intermdiaires. Voir Goldthorpe et al. (1968-1969) pour une valuation de cette hypothse la fin des annes soixante. Cette seconde critique est pertinente, mais elle nglige le fait que lutilit de la PCS pour la sociologie est de fournir une variable descriptive efficace parce quelle condense lensemble de ces aspects. Une telle recherche fonde sur un toutes choses gales par ailleurs fut notamment mene par Bayet et al. (1991). La question de louvrier et du cadre revenu, diplme, etc. gaux confronte de toute faon au paradoxe de Simiand (Passeron, 1991, p.128). A lexception peut-tre des travaux sur la mobilit sociale intergnrationnelle et de lhomogamie, pour lesquels il peut tre argument que le mnage, ou la famille, est alors lobjet de la recherche. Dautres chercheurs ont argument la possibilit de suivre ce point de vue, comme Becker (1981) dun point de vue thorique, o la famille apparat comme un ensemble dindividus engags dans le jeu dun march implicite, ou comme Rottman (1994) dun point de vue empirique, o lanalyse repose sur la rpartition des biens au sein de la famille. La personne de rfrence du mnage est dtermine par lenquteur, qui suit une rgle prcise. Llment central est que, lorsquun mnage est construit autour dun couple (htrosexuel), la personne de rfrence est lhomme, et lorsquil y en a plusieurs, cest lhomme le plus g. La norme est fort pratique dun point de vue statistique, mais elle reste totalement androcentre. Nous nanalyserons que 108 postes, parce que nous excluons ici les impts sur le revenu: dun point de vue conceptuel, ce poste permet de distinguer les deux notions que sont consommation et dpenses. Les impts sur le revenu sont une dpense pour les mnages, mais ils ne refltent en rien un modle de consommation. Un modle de consommation se rvle aux choix directs ou indirects dallocation dun revenu disponible des dpenses orientes vers lappropriation ou la jouissance de biens ou de services. Certains impts, comme la Taxe sur la valeur ajoute, sur le tabac ou lessence, sont la consquence indirecte du choix de consommer, puisquil est impossible de jouir du bien sans subir le prlvement. Pour cette mme raison, les impts fonciers ou mobiliers rsultent indirectement de la jouissance ou de la proprit de biens, et seront donc conservs comme tels dans le dcompte. Le modle de consommation peut donc tre infr par la forme de lallocation de la consommation entre une multitude de postes budgtaires, une fois exclu limpt sur le revenu. Voir notamment: Moutardier (1989) et Clment, Destandau et Eneau (1997) pour les enqutes de 1985 et de 1995. Voir notamment Boltanski (1970) sur cette question de rassemblement de biens htrognes dans une mme nomenclature, accepte comme une ralit intangible ds lors quelle est entre dans les traditions des instituts statistiques, uniformise notamment par le Bureau international du travail lors des enqutes de Budget de lentre-deux-guerres (Presvelou, 1968). Depuis les prmices des travaux empiriques sur la consommation, depuis Engel notamment, le coefficient budgtaire est, plus que le montant des dpenses, la rfrence oblige; voir notamment Herpin et Verger (1988); Baudelot et Establet (1994). Halbwachs (1913, p. 346) prsente les donnes concernant les travailleurs allemands des mtaux: le pain reprsentait environ 10% de la dpense totale des ouvriers du dbut du XXe sicle. La thorie en est expose dans louvrage Saporta (1990, chap. 18) Au nombre des rares exemples, voir celui de Michelat (1990, pp. 81-83) sur les positions politiques. On peut citer par exemple Boy et Mayer (1990). Celle-l peut compter deux ou plusieurs modalits. Les tests que ralise lanalyse discriminante pour accepter ou refuser une variable sont dpendants dune hypothse de normalit sur ces variables quantitatives. Il convient donc de rester prudent dans leur lecture puisque les coefficients budgtaires nont pas cette caractristique; cependant, laxe discriminant tel quil est tabli est fond sur les proprits gomtriques du nuage de points, et pour ce faire les variables nont pas tre rparties selon une loi normale. Dailleurs, lanalyse discriminante fonde non pas sur les 108 coefficients budgtaires mais sur leurs dciles conduit des rsultats tout fait similaires. Avec les effectifs des chantillons consults, le test des fractiles unilatral au seuil de 95% donne une incertitude de lordre de 2% pour un changement significatif du point de chevauchement pour les ouvriers et de 3,5% sur les cadres; il faudrait donc un cart de 5,5% pour que les chevauchements soient reprs comme significativement diffrents. Il faut noter la position trange des membres du clerg sculier: ils sont titulaires de revenus extrmement faibles, mais leurs dpenses de voyage et de livres sont importantes; en outre, ils ne fument pas, do des scores fort levs, malgr des revenus dclars proches du Revenu minimum dinsertion (RMI). Lhomo- et lhtrogamie sont dfinies ici en fonction de lactivit professionnelle personnelle des deux conjoints. Le couple homogame, prcisment, sera celui dont lactivit des deux poux est identique au sens de la PCS un chiffre, et htrogame sinon. Evidemment, le taux de chevauchement des couples htrogames est loin du 50% fatidique qui marque la fin des diffrences: lhomognisation par lhtrogamie nimplique pas lindiffrenciation. Il faut noter que Vallet (1986) repre une lente croissance de lhtrogamie des annes soixante aux annes quatre-vingt. Il pourrait en rsulter une homognisation, sur le long terme, mais ce mouvement est imperceptible sur dix ans. PAGE 1 p q d e : z + 7 _ h i s 0! 1! ! ! `- a- - - h. i. *3 <3 8 8 : : : : : : > > ~H H H H H H K K ,K -K pK qK K K RL SL 7P 9P