La mobilité socioprofessionnelle des professions ... · Les probabilités de connaître une mobilité ... est la sixième édition de l’enquête FQP réalisée pour la première

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010 57

* Maître de conférences à l’université de Versailles Saint Quentin en Yvelines et membre du laboratoire Printemps CNRS / UVSQ, ESA 8085. ** Au moment de la rédaction de cet article, Céline Dumoulin était ingénieure de recherche à l’université de Versailles Saint Quentin en Yvelines et membre du laboratoire Printemps CNRS / UVSQ, ESA 8085. Les auteurs tiennent à remercier pour leurs remarques et suggestions les trois rapporteurs anonymes ainsi qu’Alain Chenu, Didier Demazière et Tristan Poullaouec.

CONDITIONS DE VIE - SOCIÉTÉ

La mobilité socioprofessionnelle des professions intermédiaires : fluidité, promotion et déclassementJérôme Deauvieau* et Céline Dumoulin**

En 2003, 19 % de ceux qui étaient professions intermédiaires cinq ans auparavant n’ap-partiennent plus à ce groupe socioprofessionnel ; en 1985 cette proportion s’élevait à 12 %. Parmi l’ensemble des groupes socioprofessionnels, c’est celui des professions intermédiaires qui connaît la plus forte fluidité socioprofessionnelle, autrement dit pour qui le changement de groupe est le plus fréquent. Deux types de trajets au départ des professions intermédiaires sont les plus courants : d’une part une entrée dans la catégo-rie des cadres et professions intellectuelles supérieures, qui correspond à une mobilité socioprofessionnelle ascendante, d’autre part une arrivée dans le groupe des ouvriers et surtout celui des employés, qui correspond à une mobilité socioprofessionnelle des-cendante. Entre 1985 et 2003, les chances de connaître une mobilité ascendante se sont amplifiées. Mais ce phénomène a été accompagné d’une nette progression de la mobilité descendante.

Les probabilités de connaître une mobilité sont très variables selon la catégorie des pro-fessions intermédiaires, bornées d’un côté par une forte immobilité pour les professions de la santé et du social, et de l’autre par une mobilité importante pour les professions intermédiaires administratives et commerciales des entreprises. Le niveau de diplôme a un très fort effet sur la destinée des professions intermédiaires : ainsi, en 2003, 12 % des professions intermédiaires diplômés de l’enseignement supérieur en 1998 ont connu une mobilité ascendante et 5 % une mobilité descendante, tandis que ces proportions sont respectivement de 6 % et 13 % pour les individus qui ne possèdent pas de diplôme de l’enseignement supérieur. Enfin, les hommes connaissent toutes choses égales par ailleurs beaucoup plus souvent que les femmes une mobilité ascendante, et moins sou-vent une mobilité descendante.

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 201058

B ien qu’elles représentent aujourd’hui un cinquième de la population active occu-

pée, les professions intermédiaires ont finale-ment peu fait l’objet d’investigations spécifi-ques. Généralement convoquées comme un tout unifié dans le débat sur les classes moyennes, l’étude précise de cette catégorie reste encore très largement en friche. Laurent Thévenot au début des années 1980 a souligné la diver-sité interne de la catégorie, d’un point de vue morphologique notamment (Thévenot, 1983a ; 1983b). Cette perspective a été récemment pro-longée par l’étude de la diversité des profes-sions intermédiaires sous l’angle du rapport au travail et du sentiment d’appartenance de classe (Deauvieau et Dumoulin, 2009).

Nous souhaitons ici nous inscrire dans cette perspective d’étude de la diversité des profes-sions intermédiaires en nous centrant sur la question de la mobilité socioprofessionnelle. L’étude de la mobilité, qu’elle soit inter ou intra générationnelle, et plus largement des carrières professionnelles, est en effet l’une des façons de saisir la dynamique et les transformations des groupes socioprofessionnels (Vallet, 1999 ; Goux, 1991 ; Chenu, 1993). Les évolutions de la position sociale des cadres ont été ainsi récem-ment étudiées à la lumière de la montée récente du chômage dans cette catégorie (Pochic, 2001), la dynamique du salariat d’exécution a été sai-sie par l’étude des carrières professionnelles des ouvriers et des employés et de leurs mutations (Chenu, 1993, 1998). Les professions intermé-

diaires ont des spécificités propres de ce point de vue. Elles sont d’abord situées par définition à un carrefour de l’espace social : la position intermédiaire est la seule position dans le sala-riat pouvant conduire à une mobilité sociopro-fessionnelle ascendante matérialisée par une entrée dans la catégorie des cadres et profes-sions intellectuelles supérieures, ou à un déclas-sement socioprofessionnel se traduisant par un trajet vers les groupes des employés ou des ouvriers. L’objectif de cet article est donc d’étu-dier les professions intermédiaires sous l’angle de la mobilité socioprofessionnelle intragénéra-tionnelle, d’abord en comparant cette mobilité des professions intermédiaires à celle des autres groupes socioprofessionnels, ensuite en étu-diant la diversité interne du groupe de ce point de vue. Nous mobilisons pour cela deux enquê-tes Formation Qualification Professionnelle (FQP 1985 et 2003), qui permettent l’étude de la mobilité socioprofessionnelle sur cinq années aux deux dates considérées en profitant d’un questionnement répété (encadré 1).

Mobilité et fluidité socioprofessionnelle des professions intermédiaires

En l’espace de vingt ans la structure socio-professionnelle de la France a nettement

évolué. Les catégories non salariées sont pas-

Encadré 1

L’enquête Formation QualiFication ProFessionnelle (FQP) et L’étude de La mobiLité socioprofessionneLLe

L’enquête FQP fournit des renseignements sur la situation professionnelle au moment de l’enquête et cinq ans auparavant. Elle comporte plusieurs modules de questions dont les principaux portent sur la formation scolaire, post scolaire et continue, et sur la mobilité sociale entre deux générations. L’interrogation 2003 est la sixième édition de l’enquête FQP réalisée pour la première fois en 1964.

Conçue à l’origine pour « améliorer les prévisions d’emploi nécessaires à la planification », l’enquête FQP par ses interrogations répétées dans le temps permet également d’étudier les évolutions de la mobilité sociale (Monso, Thevenot, 2008). Cette mobilité sociale peut être appréhendée dans sa dimension intergénérationnelle ou intragénérationnelle. C’est dans cette deuxième perspective que s’inscrit cet article. La position socioprofessionnelle et son évolution à cinq ans y sont saisies par la nomenclature

des PCS qui comprend six groupes socioprofessionnels (niveau 1 de la nomenclature) : les agriculteurs, les artisans commerçants et chefs d’entreprise, les cadres, les professions intermédiaires, les employés et les ouvriers. Nous entendons par mobilité socioprofessionnelle le fait de changer de groupe socioprofessionnel (au sens de la nomenclature des PCS) entre la situation cinq ans avant la date d’enquête et la situation à la date d’enquête. La définition de la population étudiée est donc la suivante : les personnes âgées de 20 à 65 ans au 31 décembre de l’année d’enquête, en emploi cinq ans avant l’enquête et au moment de l’enquête. Afin de procéder à une comparaison dans le temps, nous mobilisons dans cet article l’enquête FQP de 1985 et celle de 2003. L’enquête de 1993 n’est pas retenue en raison de la taille plus faible de l’échantillon et de la proximité temporelle avec les enquêtes de 1985 et 2003.


sées de 16 % des actifs occupés en 1985 à 8 % en 2003, notamment du fait de la très forte baisse de la proportion d’agriculteurs. Pour les catégo-ries majoritairement constituées de salariés, les groupes des cadres et professions intellectuel-les supérieures (groupe 3) et professions inter-médiaires (groupe 4) ont connu sur la période une nette augmentation (passage de 9 à 14 % pour les cadres et de 19 à 24 % pour les pro-fessions intermédiaires). Ces franges du salariat ont donc fortement progressé dans la structure de la population active sur la période, passant de 28 à 38 % des actifs occupés entre 1985 et 2003. La proportion d’employés a légèrement augmenté. La part des ouvriers a quant à elle fortement baissé en passant de 32 à 25 % de la population active occupée.

Entre 1985 et 2003, la mobilité socioprofession-nelle s’est intensifiée : la proportion d’individus ayant changé de groupe socioprofessionnel en cinq ans est passée de 10 à 16 % au cours de la période. Trois niveaux de mobilité profession-nelle se distinguent en 2003 : les professions intermédiaires, les artisans, commerçants et chefs d’entreprises, les employés et les ouvriers qui ont les taux de mobilité les plus élevés (autour de 20 % de mobiles sur cinq ans) ; à l’autre extrémité, les agriculteurs dont la mobi-lité socioprofessionnelle est quasi inexistante (de l’ordre de 3 %) ; au milieu les cadres et les professions intellectuelles supérieures avec 10 % de mobiles sur cinq ans.

Les mobilités les plus fréquentes se font pour les salariés entre groupes proches. Ainsi, 7 % des cadres et professions intellectuelles supérieures en 1998 deviennent professions intermédiaires en 2003, et moins de 2 % deviennent employés ou ouvriers. 9 % des employés et 7 % des ouvriers deviennent profession intermédiaire, alors que leur probabilité de devenir cadre en cinq ans est très faible. Les professions intermé-diaires, quant à elles, évoluent à la fois vers les catégories de cadres et professions intellectuel-les supérieures et vers le salariat d’exécution. Ces deux trajets sont quasiment équiprobables : près de 10 % des professions intermédiaires deviennent cadres pour plus de 8 % qui devien-nent employés ou ouvriers au bout de cinq ans (tableau 1).

Ces constats s’appuient sur la lecture directe des tables de mobilité et correspondent ainsi à la mobilité observée. Ce point de vue peut être prolongé par une approche en termes de fluidité sociale. Cette perspective consiste à étudier la mobilité en faisant abstraction des marges des tables de mobilité. En effet, les groupes socio-professionnels n’ont pas les mêmes effectifs, et leur poids respectif varie au cours de la période (certains groupes déclinent tandis que d’autres augmentent). Le raisonnement en termes de fluidité socioprofessionnelle revient alors à modéliser la mobilité des différentes catégories et son évolution en annulant l’effet du poids relatif des groupes en présence, et permet donc

Tableau 1destinées socioprofessionnelles en 1985 et 2003

En %

Groupe socioprofessionnel d’arrivée

Groupe socioprofessionnel

de départAgriculteurs

Artisans, commerçants chefs d’entre

prises

Cadres et professions

intellectuelles supérieures

Professions intermédiaires

Employés Ouvriers Total

Agriculteurs 1985 96,6 0,3 0,1 0,3 0,7 1,9 100,02003 96,6 1,3 0,0 0,1 0,5 1,5 100,0

Artisans, commerçants, chefs d’entreprises

1985 0,3 90,3 0,5 2,3 3,3 3,3 100,02003 0,3 81,3 2,7 3,8 5,9 5,9 100,0

Cadres et professions intellectuelles supérieures

1985 0,0 3,0 94,6 1,8 0,5 0,1 100,02003 0,0 1,5 90,4 6,7 1,2 0,2 100,0


1985 0,2 2,3 6,0 87,7 2,7 1,2 100,02003 0,1 1,4 9,6 80,8 5,0 3,2 100,0

Employés 1985 0,2 2,0 0,8 6,3 88,1 2,8 100,02003 0,1 1,3 1,6 9,0 83,1 5,0 100,0

Ouvriers 1985 0,5 2,5 0,1 3,9 4,4 88,6 100,02003 0,4 2,4 0,5 7,1 6,5 83,1 100,0

Lecture : 96,6 % des agriculteurs exploitants en 1980 sont toujours agriculteurs en 1985. Champ : actifs occupés en 1980 et 1985 d’une part, et en 1998 et 2003 d’autre part, âgés de 20 à 65 ans en fin de période. Source : enquêtes FQP 1985 et 2003, Insee.


Encadré 2

étudier La fLuidité socioprofessionneLLe avec L’anaLyse LoG-Linéaire

La modélisation loglinéaire consiste à modéliser les logarithmes des effectifs d’un tableau croisé à l’aide d’une combinaison linéaire de coefficients correspondant aux différents effets des variables et de leurs interactions. Dans notre exemple, nous avons trois variables en présence : l’origine socioprofessionnelle (notée O, avec six modalités numérotées de 1 à 6 en suivant les numéros des groupes socioprofessionnels, autrement dit 1 pour agriculteurs, 2 pour artisans, 3 pour cadres, 4 pour professions intermédiaires, 5 pour employés et 6 pour ouvriers), la destinée socioprofessionnelle (notée D, avec six modalités numérotées de 1 à 6 selon le même principe que l’origine) et la période (notée P, avec deux modalités notées 1 et 2, 1 pour 19801985 et 2 pour 19982003). On modélise les effectifs de ce tableau à l’aide d’un modèle dit saturé. Le modèle est saturé lorsque l’on introduit autant de cœfficients qu’il y a de cases dans le tableau de départ. Ce jeu de coefficient dans ce cas permet de reconstituer exactement les effectifs de toutes les cellules du tableau de départ.

Le modèle s’écrit alors :

Ln N = constante + O + D + P + (O*P) + (D*P) + (O*D) + (O*D*P)

Constante : premier coefficient, il correspond à la moyenne des logarithmes des effectifs de l’ensemble des cases du tableau. Si les effectifs des cases du tableau de départ étaient égaux, le modèle serait constitué exclusivement de ce coefficient.

O : coefficients lignes, cette gamme de coefficients permet d’ajuster les différences entre les lignes en moyenne sur la période.

D : coefficients colonne, cette gamme de coefficients permet d’ajuster les différences entre les colonnes en moyenne sur la période.

P : coefficients période, cette gamme de coefficient permet d’ajuster les différences d’effectifs entre les deux dates.

de modéliser les liens entre catégories, indépen-damment de leur poids relatif dans la popula-tion (1). L’outil statistique permettant de réaliser cette opération est la modélisation log linéaire (cf. encadré 2).

Les résultats de la modélisation permettent ainsi d’affiner les constats tirés de la lecture directe de la table de mobilité. Indépendamment des effets de marges et en moyenne sur la période 1985-2003, le groupe des professions intermé-diaires est le plus fluide puisque le coefficient mesurant l’immobilité, autrement dit le lien entre un départ de professions intermédiaires et une destinée de professions intermédiaires vaut 2,56 (tableau 2), est le plus faible de cette gamme de coefficients. Viennent ensuite les employés et juste après les artisans (coefficients respectivement de 2,85 et 2,88) ; puis relati-vement proches encore les ouvriers (3,08) ; et enfin plus éloignés les cadres (4,66) et surtout les agriculteurs (6,12), groupe qui est donc, et de loin, le moins fluide.

Si l’on compare les deux périodes (1980-1985 et 1998-2003), la fluidité est en augmentation pour l’ensemble des groupes socioprofessionnels, excepté pour les agriculteurs. Indépendamment de l’évolution du poids relatif des groupes socioprofessionnels dans la population active occupée, la tendance sur la période est donc bien à l’augmentation des sorties des groupes socioprofessionnels sur cinq ans. Les positions relatives des différents groupes socioprofession-

nels évoluent légèrement pour les trois groupes du milieu de la hiérarchie : par ordre décroissant de fluidité, en début de période le groupe des employés est le plus fluide des trois, suivi du groupe des artisans commerçants et chefs d’en-treprises et enfin de celui des ouvriers. En fin de période, on trouve d’abord les artisans, puis les ouvriers et les employés. En revanche, la posi-tion relative des trois autres groupes ne change pas au cours de la période : le groupe des pro-fessions intermédiaires est le plus fluide en 1985 comme en 2003, et celui des cadres et surtout celui des agriculteurs sont ceux qui engendrent la plus forte immobilité socioprofessionnelle sur cinq ans sur l’ensemble de la période. 1

Les résultats mis en évidence ci-dessus attestent une intensification de la mobilité socioprofes-sionnelle en l’espace de vingt ans. Ils doivent cependant être mis en perspective. En effet les travaux sur la descriptibilité des professions avec la grille des Professions et Catégories Socioprofessionnelles (PCS) indiquent une variabilité certaine dans le codage d’une même profession observée quasi simultanément dans deux enquêtes, ou dans une même enquête à deux dates différentes. À tel point que Chenu conclut que « des phénomènes habituellement considérés comme relevant d’une « mobilité

1. Pour un exemple d’études de la fluidité sociale d’un point de vue intergénérationnel, voir Vallet (Vallet, 1999) ; Le Minez a elle aussi étudié la fluidité des salariés mais du point de vue du sec-teur d’activité (Le Minez, 2002).

→


vraie » tiennent essentiellement à des varia-tions dans les modes de déclaration et d’enre-gistrement, [et donc] qu’une part de la mobi-lité perçue tient au changement de lunettes et non au déplacement de l’objet du regard »

(Chenu, 1997). Ces remarques amènent à poser deux questions : d’une part, la forte mobilité des professions intermédiaires relève t’elle d’un effet de codage ? D’autre part, la mise en évi-dence d’une augmentation globale de la mobi-

Encadré 2 (suite)

O*P : coefficients ligne*période, cette gamme de coefficients permet d’ajuster les variations des effectifs des lignes sur la période.

D*P : coefficients colonne*période, cette gamme de coefficient permet d’ajuster les variations des effectifs des colonnes sur la période.

O*D : coefficient d’interaction, cette gamme de coefficients permet de capturer les interactions entre les lignes et les colonnes en moyenne sur la période.

O*D*P : coefficients période*ligne*colonne, cette gamme de coefficients permet de capturer la variation de l’interaction ligne*colonne sur la période.

Les coefficients estimés par le modèle sont donnés dans le tableau cidessous. Par exemple, le coef

ficient correspondant à l’origine agriculteurs (O1) vaut 1,79. Celui correspondant à l’interaction entre une origine d’agriculteurs et une destinée d’agriculteurs en moyenne sur la période (O1*D1) vaut 6,12. Par construction la somme d’une gamme de coefficient vaut zéro. Les coefficients les plus intéressants sont ceux indiquant une interaction. Plus le coefficient d’interaction est élevé, plus le lien entre les deux catégories est fort. Ainsi, en moyenne sur la période, indépendamment donc des effets des variations des marges, l’interaction la plus forte est celle reliant une origine d’agriculteurs avec une destinée d’agriculteurs (coefficient de 6,12). Cette interaction passe de 5,87 en 1985 (6,12 0,25) à 6,37 en 2003 (6,12 + 0,25).

Tableaumodèle log-linéaire saturé sur l’ensemble de la période 1985-2003

csp

Agriculteurs 1

Artisans 2

Cadres 3


4

Employés 5

Ouvriers 6

Constante 4,20

Effet OrigineEffet Destinée

1,79 1,58

0,220,33

0,83 0,28

0,870,69

0,920,56

1,050,28

Effet période 1 (19801985)Effet période 2 (19982003)

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

Période1*OPériode2*O

0,42 0,42

0,06 0,06

0,370,37

0,100,10

0,040,04

0,03 0,03

Période1*DPériode2*D

0,31 0,31

0,16 0,16

0,310,31

0,020,02

0,020,02

0,120,12

Période1*O1*DPériode2*O1*DPériode1*O2*DPériode2*O2*DPériode1*O3*DPériode2*O3*DPériode1*O4*DPériode2*O4*DPériode1*O5*DPériode2*O5*DPériode1*O6*DPériode2*O6*D

0,250,250,02

0,02 0,05

0,050,18

0,180,13

0,13 0,03

0,03

0,790,790,15

0,150,39

0,390,14

0,140,08

0,080,02

0,02

0,120,12

0,290,290,54

0,540,12

0,12 0,05

0,05 0,21

0,21

0,54 0,54

0,02 0,02 0,43

0,430,11

0,11 0,13

0,13 0,11

0,11

0,32 0,32

0,000,00

0,180,18

0,230,230,08

0,080,01

0,01

0,30 0,30

0,09 0,09 0,27

0,27 0,32

0,32 0,13

0,130,33

0,33

O1*DO2*DO3*DO4*DO5*DO6*D

6,12 0,83 1,92 1,49 1,58 0,30

0,782,880,27

0,94 0,91 0,53

2,15 0,84

4,661,12

0,66 2,13

2,26 0,86

0,402,560,29

0,14

1,16 0,31 0,95 0,45

2,850,02

0,23 0,04 2,46 0,81

0,003,08

Effectifs 45 391

Lecture : le coefficient indiquant l’appartenance au groupe socioprofessionnel des agriculteurs vaut - 1,79 (catégorie 1). Le coeffi-cient de correction pour la période 1980-1985 (période 1) vaut - 0,01. Le coefficient donnant l’interaction moyenne entre le groupe socioprofessionnel des agriculteurs en origine (catégorie 1) et celui des cadres et professions intellectuelles supérieures (catégo-rie 3) en destinée vaut - 2,15. Les coefficients d’interaction entre les origines et les destinées équivalentes sont tous significatifs au seuil de 1 %.Champ : actifs occupés en 1980 et 1985 d’une part, et en 1998 et 2003 d’autre part, âgés de 20 à 65 ans en fin de période.Source : enquêtes FQP 1985 et 2003, Insee.


lité socioprofessionnelle sur la période est-elle robuste ?

La réponse à la première question est tout sauf aisée. Tout travail centré sur les professions intermédiaires ne doit pas perdre de vue que la descriptibilité statistique de ce groupe est parti-culièrement délicate : le groupe des professions

intermédiaires est en effet celui dont le codage simultané dans deux enquêtes ou dans une même enquête avec un dispositif différent conduit au plus fort taux de divergence de codage au niveau du groupe socioprofessionnel (Chenu, 1997). En outre, les confusions interviennent précisément entre le groupe des employés et celui des professions intermédiaires d’un côté,

Tableau 2Coefficients d’interactions du modèle saturé entre origines et destinées

a - interaction entre origine et destinée en moyenne sur la période 1985 - 2003Coefficients d’interactions


Groupesocioprofessionnel


Artisans, commerçants,

chefs d’entreprises




Employés Ouvriers

AgriculteursArtisans, commerçants, chefs d’entreprisesCadres et professions intellectuelles supérieuresProfessions intermédiairesEmployésOuvriers

6,12

0,83

1,92

1,49 1,58 0,30

0,78

2,88

0,27

0,94 0,91 0,53

2,15

0,84

4,66

1,12 0,66 2,13

2,26

0,86

0,40

2,560,29

0,14

1,16

0,31

0,95

0,452,850,02

0,23

0,04

2,46

0,810,003,08

b - interaction entre origine et destinée en 1985Coefficients d’interactions









Employés Ouvriers


5,87

0,81

1,97 1,31 1,45 0,34

1,57

3,03

0,66 0,80 0,82 0,51

2,27

1,13

5,201,24

0,71 2,34

1,73

0,84

0,032,680,17

0,25

0,84

0,32

1,13 0,68

2,940,02

0,53

0,06

2,74 1,13 0,13

3,41

c - interaction entre origine et destinée en 2003Coefficients d’interactions









Employés Ouvriers


6,37

0,86

1,86 1,67 1,71 0,27

0,02

2,73

0,11 1,08 0,99 0,56

2,03

0,56

4,121,00

0,61 1,91

2,80

0,87

0,832,450,42

0,02

1,47

0,31

0,78 0,22

2,770,01

0,08

0,13

2,19 0,48

0,132,75

Lecture : le tableau donne les coefficients moyens (A) et les coefficients pour chaque période (B pour 1985 et C pour 2003) correspon-dant à l’interaction entre une origine et une destinée. Ces coefficients sont calculés à partir du modèle log-linéaire saturé (cf. encadré 2). Ainsi le coefficient d’interaction entre l’origine Agriculteur et la destinée Agriculteur vaut en moyenne sur la période 6,12 (A). Le coef-ficient équivalent pour 1985 vaut 5,87 (B), et 6,37 pour 2003 (C). On en conclut que sur la période la liaison entre la modalité d’origine Agriculteurs et la modalité de destinée Agriculteurs a augmenté, et donc que l’immobilité socioprofessionnelle pour cette catégorie a augmenté.Champ : actifs occupés en 1980 et 1985 d’une part, et en 1998 et 2003 d’autre part, âgés de 20 à 65 ans en fin de période.Source : enquêtes FQP 1985 et 2003, Insee.


le groupe des professions intermédiaires et celui des cadres de l’autre, qui sont les deux trajets repérés les plus fréquents au départ des pro-fessions intermédiaires. Le niveau de mobilité ascendante et descendante doit de ce fait être pris avec circonspection, puisqu’une part au moins de la mobilité observée est susceptible de relever d’une variation de codage plus que d’une mobilité socioprofessionnelle réelle entre les deux dates.

En revanche, la mise en évidence d’une inten-sification de ces mobilités sur la période 1985 - 2003 peut être considérée comme robuste. En effet, la grille des PCS utilisée dans ce travail a été mise en place en 1982 et rénovée en 2003, et la qualité du codage a été croissante depuis. On peut donc estimer que la « descriptibilité » des catégories, et notamment celle des professions intermédiaires, s’est améliorée sur la période, ce qui en l’absence de hausse réelle de la mobilité socioprofessionnelle aurait dû réduire la mobi-lité observée si celle-ci n’était constituée que de variation de codage. Comme la mobilité obser-vée (et la fluidité) a au contraire augmenté sur la période, il est logique de conclure à une aug-mentation conjointe de la mobilité socioprofes-sionnelle réelle. Il y a donc bien augmentation de la fluidité socioprofessionnelle pour l’ensem-ble des groupes. La position intermédiaire dans le salariat, déjà la plus favorable à une mobilité socioprofessionnelle au début des années 1980, est devenue au cours de la période encore moins stable.

L’hétérogénéité des professions intermédiaires

L es destinées principales des professions intermédiaires peuvent être regroupées

entre d’un côté une mobilité relevant d’une promotion socioprofessionnelle caractérisée par l’accès en cinq ans à la catégorie des cadres et professions intellectuelles supérieures, de l’autre une mobilité relevant d’un déclasse-ment socioprofessionnel caractérisé par le fait d’intégrer le groupe des ouvriers ou celui des employés. Ces deux éventualités correspondent à l’essentiel des mobilités car les passages vers les catégories d’agriculteurs ou d’artisans et chefs d’entreprises sont extrêmement rares.

En vingt ans, les chances de promotion se sont accrues pour les professions intermédiaires. La part des professions intermédiaires devenues

cadres en cinq ans est passée de 6 % à 10 % entre 1985 et 2003. Mais l’amplification de la mobilité ascendante s’est accompagnée d’une progression de la mobilité descendante, qui double sur la période (de 4 % en 1985 à 8 % en 2003). Les probabilités de connaître une pro-motion ou un déclassement socioprofessionnel pour les professions intermédiaires varient glo-balement selon trois dimensions : la période, la catégorie socioprofessionnelle d’appartenance, et les caractéristiques des individus, notam-ment le sexe, l’âge et le diplôme (tableau 3). Or ces trois dimensions sont intimement liées. En effet les catégories socioprofessionnelles sont très typées du point de vue des caractéristiques des individus, et leur poids relatif au sein des professions intermédiaires évolue nettement au cours de la période 1985 - 2003. Ainsi, à partir des six catégories de départ (le clergé est écarté compte tenu de ses spécificités), on peut procé-der à une partition des professions intermédiai-res en trois ensembles relativement stables sur la période (cf. annexe 1).

Le premier ensemble réunit des professions exerçant des fonctions d’éducation, d’animation ou de soins aux personnes, c’est-à-dire « assu-rant des fonctions portant sur les hommes » (Halbwachs, 1964 (1938)). Celles-ci s’exercent principalement dans le secteur public : en 2003, 73 % des salariés classés dans la catégorie des instituteurs travaillent dans des structures publi-ques, moins pour les professions de la santé et du social (52 %). Avec un taux de féminisation de 66 % pour les instituteurs et de 78 % pour les professions de la santé et du social en 2003, (tableau en annexe 1), ces deux catégories sont, et de loin, les plus féminisées. Leurs fonctions supposent la détention de titres scolaires spéci-fiques et se traduisent par une forte proportion de diplômés à niveau bac+2 et plus (respecti-vement de 65 % et 56 % en 2003). Les repré-sentants de ce pôle sont plutôt issus des catégo-ries aisées et sont plus fréquemment en couple avec des personnes appartenant aux groupes des professions intermédiaires ou des cadres (60 % pour les professions de la santé et du travail social, 70 % pour les instituteurs en 2003). Les évolutions des effectifs de ce premier ensem-ble reflètent des mouvements contraires : forte expansion pour les professions de la santé et du social, stagnation voire diminution de la catégo-rie des instituteurs et assimilés.

Un deuxième ensemble est constitué des techni-ciens et des contremaîtres. Masculin, d’origine plus populaire que le premier ensemble, ils sont majoritairement en couple avec des employés


ou des ouvriers. Si du point de vue des carac-téristiques de genre, et de milieu social, les techniciens rejoignent les contremaîtres, ils s’en

démarquent sur le niveau de diplôme. En 2003, 33 % des techniciens en activité détiennent un niveau de diplôme au moins équivalent à un

Tableau 3Les déterminants de la mobilité socioprofessionnelle des professions intermédiaires

a - en 1985En %

probabilités « ajustées » probabilités « brutes »

Probabilité de devenir cadre

Probabilité de devenir employé

ou ouvrier

Probabilité de rester profession intermé

diaire



ou ouvrier


diaire

Probabilités moyennesInstituteursProf. santé socialProf. adm. de la FPProf. adm. et commercialesTechniciensContremaîtresHommesFemmesMoins de 35 ansEntre 35 et 44 ansEntre 45 et 54 ans55 ans et plusInférieur au bacEgal ou supérieur au bacPère indépendantPère cadrePère prof. interm.Père employéPère ouvrier

6,33,71,99,9

11,86,24,97,84,07,57,04,13,64,5

8,76,39,27,26,94,6

3,94,43,33,2

7,71,93,84,03,77,83,52,04,35,4

1,83,72,64,74,56,0

89,992,094,886,9

80,592,091,388,392,384,789,593,992,190,2

89,590,088,288,288,689,4

6,34,31,79,0

10,57,24,07,84,17,97,13,83,64,8

7,85,9

10,57,46,04,6

3,92,72,62,8

7,42,43,64,13,56,23,42,32,25,5

2,03,52,14,73,74,3

89,993,095,788,1

82,190,492,588,192,585,989,593,994,189,6

90,290,687,487,990,391,1

b - en 2003En %

probabilités « ajustées » probabilités « brutes »



ou ouvrier


diaire



ou ouvrier


diaire

Probabilités moyennesInstituteursProf. santé socialProf. adm. de la FPProf. adm. et commercialesTechniciensContremaîtresHommesFemmesMoins de 35 ansEntre 35 et 44 ansEntre 45 et 54 ans55 ans et plusInférieur au bacEgal ou supérieur au bacPère indépendantPère cadrePère prof. interm.Père employéPère ouvrier

9,810,12,1

11,9

15,08,19,9

12,36,8

11,310,09,64,96,0

12,48,9

15,910,710,57,5

8,05,34,07,9

11,07,6

10,57,29,9

14,88,16,49,3

13,3

4,86,96,17,98,09,6

82,184,693,980,3

74,084,479,680,583,473,981,984,085,880,7

82,784,378,081,481,682,9

9,811,11,9

11,4

15,09,18,2

11,97,1

13,710,78,34,06,2

12,28,6

18,011,69,37,0

8,24,03,77,1

12,37,8

12,18,67,6

11,37,87,35,8

12,8

5,06,74,97,47,8

10,8

82,184,994,481,5

72,883,179,779,585,375,081,584,490,381,0

82,884,777,181,183,082,2

Lecture : les probabilités brutes correspondent au résultat obtenu par simple tableau croisé. Ainsi 4 % des instituteurs en 1980 intègrent la catégorie des cadres en 1985. La probabilité ajustée correspondante vaut également 4 %. Cette probabilité « ajustée » est calculée à partir des coefficients du modèle logit multinomial (voir encadré 3 pour le détail du calcul) et correspond donc à la probabilité pour les instituteurs « toutes choses égales par ailleurs » de devenir cadres au bout de cinq ans.Champ : professions intermédiaires en emploi en début de période et en emploi en fin de période dans les catégories 3, 4, 5 et 6 des PCS, et âgés de 20 à 65 ans en fin de période (les deux périodes sont : 1980 et 1985 d’une part, et 1998 et 2003 d’autre part).Source : enquêtes FQP 1985 et 2003, Insee.


bac+2 contre seulement 15 % des contremaî-tres. Cette différenciation fondamentale influen-çant à la fois les modes d’entrée et le déroule-ment des carrières était déjà repérée en 1982 par Thévenot qui notait deux évolutions majeures entre 1975 et 1982 et qui se prolongent encore aujourd’hui pour cette catégorie : une transfor-mation des modes de recrutement des techni-ciens liée à l’élévation du niveau de diplôme particulièrement repérable chez les plus jeunes et l’émergence des techniciens du secteur ter-tiaire (Thévenot, 1983a). Ce deuxième ensem-ble caractérisé par son ancrage dans l’univers du technique et du monde ouvrier pèse de moins en moins lourd dans le groupe des professions intermédiaires du fait principalement du déclin de la catégorie des contremaîtres. Les contre-maîtres ne représentaient plus que 11 % des professions intermédiaires en 2002 (tableau annexe 1), leurs effectifs ayant chuté d’environ 15 % depuis les années 1980.

Un troisième ensemble, administratif et com-mercial, présente une composition moins nette en termes sociodémographiques. Les deux caté-gories des professions intermédiaires adminis-tratives se répartissent de manière plus équili-brée entre hommes et femmes. À cela s’ajoutent des comportements similaires sur le choix du conjoint : la part des conjoints employés ou ouvriers est équivalente dans les deux catégo-ries. Plus âgés, les individus classés en profes-sions intermédiaires administratives du public ne comptent que 18 % de moins de 35 ans en 2003, alors que ces derniers représentent 41 % des professions administratives du privé. Ils sont de fait moins diplômés que les individus appartenant à la catégorie des professions admi-nistratives et commerciales du privé (27 % de bac+2 et au-delà contre 35 % chez les profes-sions administratives et commerciales). Les professions de la fonction publique sont éga-lement plus souvent d’origine modeste que les professions administratives et commerciales. Ces deux catégories ayant une proximité pro-fessionnelle et sociale importante connaissent cependant des évolutions numériques contraires expliquées principalement par la clôture pro-gressive de l’accès aux catégories B de la fonc-tion publique et la spectaculaire progression des professions intermédiaires du privé.

Les individus appartenant aux différentes caté-gories des professions intermédiaires n’ont pas les mêmes probabilités de connaître une mobilité ascendante ou descendante, or la part relative de ces différentes catégories au sein des professions intermédiaires se modifie au cours de la période.

De même les caractéristiques des individus ont un fort effet sur la mobilité, caractéristiques qui évoluent également. Dès lors, l’augmentation de la mobilité des professions intermédiaires entre 1985 et 2003 relève t’elle d’un effet pro-pre de la période ou d’un changement du poids relatif des différentes catégories socioprofes-sionnelles des professions intermédiaires, ou encore des caractéristiques des individus ? Pour identifier les effets statistiques les plus notables, une modélisation est mise en œuvre afin de séparer les trois déterminants possibles : l’effet de période, l’effet de l’appartenance aux diffé-rentes catégories socioprofessionnelles, et enfin l’effet des caractéristiques des individus sur les probabilités de connaître une promotion ou un déclassement socioprofessionnel chez les pro-fessions intermédiaires (encadré 3).

L’impact décisif des catégories socioprofessionnelles sur la mobilité

L a période considérée a un effet propre sur la destinée des professions intermé-

diaires. Indépendamment des changements dans la composition interne, les professions intermédiaires connaissent entre 1985 et 2003 une augmentation de la probabilité de sortir du groupe. Ainsi, les probabilités ajustées de connaître une mobilité socioprofessionnelle ascendante passent de 6 à 10 %, celles de subir une mobilité descendante passe de 4 à 8 %. Cette augmentation vaut donc à la fois pour la promotion et pour le déclassement, tout en étant nettement plus marquée pour le déclasse-ment. La position intermédiaire sur le marché de l’emploi est donc en elle-même plus insta-ble en fin de période qu’en début de période, indépendamment des changements dans la composition de la catégorie.

Au-delà de cet effet de période, les probabilités de connaître une mobilité sont variables d’une catégorie à l’autre (tableau 3). Deux pôles sont clairement identifiables. À un pôle on trouve un modèle de carrières privilégiant la stabilité. Il est incarné par les professions de la santé et du social dont les mobilités socioprofessionnelles sont très faibles (94 % d’entre eux restent dans le groupe des professions intermédiaires entre 1998 et 2003). C’est la catégorie dont on bouge peu, ni vers le haut ni vers le bas. La probabi-lité de devenir cadre est modeste (2 %), celle de connaître une mobilité descendante également


(4 %). La faiblesse de la mobilité ascendante doit cependant être relativisée car les positions de cadres pour les professions intermédiaires de

la santé et du travail social ne sont pas classées dans le groupe 3 de la grille des PCS (Amossé, 2004). Les cadres infirmiers par exemple sont

Encadré 3

modéLiser La destinée socioprofessionneLLe des professions intermédiaires

Les destinées professionnelles des professions intermédiaires sont modélisées avec un modèle logit multinomial. Les coefficients sont estimés avec la procédure « proc logistique » du logiciel SAS.

L’équation du modèle s’écrit :

avec Y modalités de la variable à expliquer, variant de 1 à M (la modalité M est mise par convention en référence), Xr variables explicatives introduites dans le modèle, variant de 1 à R et X1 = 1 (constantes du modèle), et β correspondant aux M*r coefficients introduits dans le modèle.

Dans notre modèle, la modalité de la variable à expliquer mise en référence est le fait d’être profession intermédiaire au bout de cinq ans. La première équation modélise le fait d’être au bout de cinq ans dans la catégorie cadres et professions intellectuelles supérieures plutôt que dans la catégorie des professions intermédiaires, la seconde le fait d’être au bout de cinq ans dans la catégorie des employés ou des ouvriers plutôt que dans la catégorie des professions intermédiaires. On introduit comme variables explicatives la catégorie socioprofessionnelle de départ, le sexe, l’âge, le niveau de diplôme et la période.

La population sélectionnée est constituée des professions intermédiaires en emploi en début de période et qui sont au bout de cinq ans soit dans la catégorie des cadres et professions intellectuelles supérieures, soit dans la catégorie des employés ou des ouvriers, soit dans la catégorie des professions intermédiaires. Trois modèles différents sont mis en œuvre dans cet article. Le premier modèle (modèle 1) inclut les individus appartenant à la population sélectionnée dans l’enquête FQP 1985 et dans l’enquête FQP 2003. Le fichier est ainsi constitué de 10 157 individus réunissant les 5 271 individus de la population sélectionnée de l’enquête FQP 1985 et les 4 886 individus de la population sélectionnée de l’enquête FQP 2003. Dans ce premier modèle, la période devient donc une variable explicative comme les autres. Le modèle 2 est construit à partir des individus de la population sélectionnée de 1985, et le modèle 3 des individus de 2003. Les résultats des trois modèles sont présentés dans l’annexe 2.

L’un des inconvénients du mode de présentation des résultats d’une modélisation multinomiale sous la forme de coefficients est qu’il donne des indications sur le rapport des probabilités modélisées mais pas directement sur les probabilités ellesmêmes. On sait ainsi que le fait de passer de la modalité femme à la modalité homme fait augmenter le logarithme du rapport des probabilités de devenir cadre ou professions intellectuelles supérieures versus de rester professions

intermédiaires de 0,73 en 1985 (annexe 2 modèle 2), mais cela ne donne pas d’indication directe sur la probabilité de devenir cadre. Pour savoir si le fait d’être un homme fait augmenter la probabilité de devenir cadre, il faut transformer les résultats sous la forme de probabilités. Plusieurs options sont envisageables. Nous avons choisi d’utiliser ce que nous appelons l’effet expérimental (pour une présentation détaillée de cette opération, voir Asfa Essafi (2003) ; pour une discussion sur les différentes façons de présenter sous forme de probabilités les résultats d’une modélisation logit, voir Deauvieau (2010)).

Le principe est le suivant. On commence par calculer pour chaque individu de l’échantillon sa probabilité individuelle de connaître l’évènement modélisé, en exprimant l’équation du modèle sous forme de probabilités. À partir de ces probabilités individuelles, on va calculer des probabilités « théoriques » en assumant la posture « expérimentale » inhérente aux méthodes de régressions multiples. Le jeu de coefficients estimés par le modèle permet en effet grâce au calcul d’adopter une posture expérimentale. Prenons par exemple l’effet de la variable sexe sur la destinée des professions intermédiaires en 1985. Le modèle indique que les femmes ont un logit inférieur de 0,73 à celui des hommes pour ce qui concerne la probabilité de devenir cadre plutôt que de rester professions intermédiaires. Pour traduire cet écart en probabilité, il suffit de réaliser l’expérience suivante sur l’échantillon : si tous les individus de l’échantillon étaient des femmes, quelle serait la probabilité moyenne de devenir cadre au bout de cinq ans ?

Deuxième manipulation, si tous les individus de l’échantillon étaient des hommes, quelle serait la probabilité moyenne de devenir cadre au bout de cinq ans ? Il suffit ensuite de faire la différence entre ces deux probabilités, et on obtient ainsi une mesure en probabilité de la différence entre hommes et femmes de devenir cadre au bout de cinq ans, « toutes choses égales par ailleurs ». Pour calculer ces probabilités, il faut dans le premier cas (probabilité ajustée pour les femmes) calculer les probabilités individuelles en omettant pour tous les individus de l’échantillon le coefficient lié au sexe ; et dans le deuxième cas calculer les probabilités individuelles en appliquant le coefficient lié au sexe à tous les individus de l’échantillon. On réalise la même opération pour les deux autres situations possibles (devenir employé ou ouvrier et rester profession intermédiaire), et on obtient ainsi une distribution de probabilités pour les hommes et les femmes qui découlent du modèle multinomial. Ces probabilités sont dites ajustées puisqu’elles donnent les variations des destinées des professions intermédiaires selon le genre « toutes choses égales par ailleurs ». On peut ensuite les comparer aux probabilités réelles obtenues par un simple croisement du genre et de la destinée socioprofessionnelle.


considérés comme des professions intermédiai-res dans la nomenclature des PCS.

À l’autre pôle se situe la catégorie des profes-sions administratives et commerciales. La fré-quence des mobilités socioprofessionnelles de cette catégorie se réalise dans les deux sens : forte probabilité de passer cadre (15 %) d’un côté mais fort risque de déclassement de l’autre (12 %). La mobilité ascendante des professions administratives et commerciales reste la plus importante parmi les professions intermédiai-res, et mène généralement à des postes de cadres du privé. Les risques de mobilité descendante, également parmi les plus élevés, ont doublé de 1985 à 2003.

Entre ces deux bornes, les autres catégories des professions intermédiaires ont des types de mobilité socioprofessionnelle spécifiques. Les deux catégories du public, instituteurs et professions de la fonction publique se caracté-risent par une probabilité relativement élevée de connaître une promotion (autour de 10 %) et une probabilité beaucoup plus faible de connaî-tre un déclassement (respectivement 4 % pour les instituteurs et 7 % pour les professions inter-médiaires de la fonction publique).

En 2003, la probabilité importante pour les ins-tituteurs d’entrer dans la catégorie des cadres et professions intellectuelles est pour une part le résultat de l’extinction de certains corps d’enseignants. Depuis 1993, les professeurs d’enseignement général de collège (PEGC), classés dans les professions intermédiaires, ont été intégrés dans le corps des certifiés qui sont, eux, classés dans la catégorie des cadres et pro-fessions intellectuelles supérieures, sans pour autant changer d’emploi. Cette évolution ins-titutionnelle est un élément de l’explication de la mobilité ascendante des instituteurs et assi-milés mais ne l’épuise pas. L’augmentation de la mobilité ascendante entre les deux périodes est aussi le résultat de mobilités ascendantes de professions en expansion dans cette catégorie, notamment celle des formateurs. Les mobilités ascendantes des professions intermédiaires de la fonction publique renvoient pour leur part à des promotions « effectives » et s’expliquent par la permanence de voies de promotions pro-fessionnelles vers les catégories A de la fonction publique.

À l’opposé, les techniciens et les contremaîtres se rapprochent davantage du pôle plus instable des professions administratives et commercia-les du privé. Ce qui les distinguent du modèle

des carrières du public n’est pas tant la stabi-lité dans la catégorie - par exemple les contre-maîtres ont une probabilité équivalente à celle des professions administratives du public de connaître une mobilité - que des probabilités voisines de connaître un déclassement ou une promotion (9 % de chances de passer cadre et 8 % de connaître un déclassement pour les tech-niciens, et respectivement 8 % et 12 % pour les contremaîtres).

Si l’on s’en tient aux deux catégories situées aux extrémités de l’échelle, les professions adminis-tratives et commerciales, les plus mobiles, et les professions de la santé et du social, les moins mobiles, la congruence est forte entre niveau de descriptibilité et intensité de la mobilité profes-sionnelle. En comparant le codage de la profes-sion effectué pour le recensement et le codage de la profession dans le cadre de l’enquête Emploi en 1982, Chenu indique que les professions administratives et commerciales est la catégorie qui connaît l’un des plus forts taux de variation de codage de groupe socioprofessionnel de l’en-semble des catégories socioprofessionnelles de la grille des PCS (Chenu, 1997). À l’inverse, les professions intermédiaires de la santé et du tra-vail social sont une des catégories pour qui ce taux est le plus faible. Ces professions sont soli-dement implantées dans des institutions dont l’accès est réglementé par des diplômes iden-tifiés. Les mobilités, plutôt rares, sont internes à ces bureaucraties, et à ce titre pas forcément repérées par l’appareil statistique si celui-ci pri-vilégie la permanence de l’appartenance à ces institutions. À l’inverse, les professions admi-nistratives et commerciales du privé relèvent de fonctions peu délimitées au sein des entreprises, et conduisent probablement à des mobilités plus importantes et surtout moins structurées par des institutions.

Diplôme et genre : deux opérateurs centraux de la mobilité socioprofessionnelle

Au-delà de l’appartenance à telle ou telle catégorie, les caractéristiques des indivi-

dus ont également un impact important sur les chances de promotion ou de déclassement au sein des professions intermédiaires. Ainsi, plus les individus sont jeunes, plus ils sont mobiles, à la fois en terme de promotion mais aussi en terme de déclassement. L’origine sociale pro-duit également des effets sur la mobilité socio-


professionnelle des professions intermédiaires. On repère ainsi un effet « cliquet » (Bertaux, 1974 ; Thélot, 1982), c’est-à-dire un retour vers la position sociale occupée par le père, mais il est presque exclusivement concentré chez les enfants qui ont un père cadre ou ouvrier. Les premiers ont plus de chances que les autres, toutes choses égales par ailleurs, de devenir cadre au bout de cinq ans, les seconds ont plus de chances que la moyenne de devenir ouvrier au bout de cinq ans. En dehors de ces deux cas, l’origine sociale ne joue pas un rôle décisif dans les chances de promotion ou de déclassement socioprofessionnel des professions intermé-diaires. En revanche, le sexe et le diplôme qui structurent le paysage sociodémographique des professions intermédiaires constitué d’un pôle féminin et diplômé (instituteurs et santé social), d’un pôle masculin et peu diplômé (contremaître et dans une moindre mesure technicien), et enfin d’un pôle mixte et moyennement diplômé (les professions administratives et commerciales du privé) sont déterminants en ce qui concerne la mobilité socioprofessionnelle.

En 2003 comme en 1985, les hommes sont en moyenne plus mobiles que les femmes, et cette mobilité est plus souvent orientée pour les hom-mes vers une promotion. Ainsi, en 2003, 12 % des hommes qui appartenaient à la catégorie des professions intermédiaires en 1998 ont connu une promotion socioprofessionnelle, pour seulement 7 % des femmes. La probabilité de connaître un déclassement augmente au cours de la période pour les hommes comme pour les femmes, et en 2003 la proportion de déclassés est quasiment équivalente pour les deux caté-gories (9 % pour les hommes et 8 % pour les femmes). En revanche, si l’on raisonne « toutes choses égales par ailleurs », en 2003 les hom-mes ont moins de chances que les femmes de connaître un déclassement socioprofessionnel. En définitive, l’effet propre du genre donne aux femmes en 2003 une probabilité plus élevée de connaître un déclassement socioprofessionnel (10 % de risque de connaître un déclassement pour les femmes contre 7 % pour les hommes) et une probabilité plus faible de connaître une promotion (7 % pour les femmes contre 12 % pour les hommes).

Ce mécanisme différenciateur de la mobilité se retrouve peu ou prou à propos du diplôme. En 1985, les professions intermédiaires titulaires d’un diplôme supérieur au bac ont une probabi-lité plus importante de connaître une promotion (8 % contre 5 %). Les risques de déclassement sont quasiment inexistants pour les plus diplô-

més (2 %) et restent mesurés pour les autres (6 % de chances de connaître un déclassement pour les titulaires d’un diplôme équivalent ou inférieur au bac). En 2003, l’écart entre les diplômés du supérieur et les autres est toujours important puisque les chances de connaître une promotion sont deux fois plus élevées pour les diplômés du supérieur que pour les titulaires d’un diplôme inférieur au bac. Les écarts entre ces deux catégories se sont encore creusés au cours de la période en ce qui concerne les pro-babilités de connaître un déclassement, et cela aux dépens des moins diplômés : avoir ou non un diplôme supérieur au bac a un impact consi-dérable sur les risques de déclassement : 13 % des titulaires d’un diplôme inférieur au bac ont connu au bout de cinq ans un déclassement socioprofessionnel, pour seulement 5 % des diplômés de niveau bac ou supérieur.

Ces effets moyens du genre et du diplôme sont présents dans l’ensemble des catégories des professions intermédiaires, mais c’est chez les professions intermédiaires administratives et commerciales du privé qu’ils sont les plus accusés. Cette catégorie est la plus diverse du point de vue du diplôme et du genre : les profes-sions intermédiaires du privé sont constituées à peu près à part égale d’hommes et de femmes et de diplômés de l’enseignement supérieur et de diplômés d’un niveau inférieur ou égal au bac. Pour autant, la position intermédiaire dans le salariat n’a pas la même signification pour les groupes en présence. Pour les hom-mes et les diplômés, les deux tiers des départs de la catégorie des professions intermédiaires sont orientés vers une mobilité socioprofes-sionnelle ascendante ; pour les femmes et les non diplômés, les départs de la catégorie sont majoritairement orientés vers un déclassement socioprofessionnel.

Mobilité socioprofessionnelle et position sociale des professions intermédiaires

L e groupe des professions intermédiaires rassemble des professions et des catégories

qui pour certaines d’entre elles ont une forte identité sociale, comme par exemple les infir-mières, les techniciens ou les instituteurs. Pour autant, le groupe des professions intermédiai-res n’a pas de véritable identité sociale globale fonctionnant comme intégrateur de ses diffé-rentes catégories. En outre, les différentes com-


posantes des professions intermédiaires ont des caractéristiques sociales très typées et opposées les unes aux autres. Il n’en demeure pas moins que les professions intermédiaires sont sou-vent considérées comme le centre des « classes moyennes », au sens où il s’agit du seul groupe « dont les différentes composantes n’excèdent pas leurs frontières » (Bosc, 2008).

On peut souscrire à ce constat général à la condition de ne pas réifier cette position inter-médiaire. En effet, l’une des caractéristiques principales des professions intermédiaires est sa forte fluidité socioprofessionnelle, qui nourrit des échanges tant avec le groupe des cadres et professions intellectuelles supérieures qu’avec ceux des ouvriers et employés. L’intensité de cette fluidité est très variable selon la catégo-rie socioprofessionnelle, le diplôme ou le genre. Les débuts de carrières sont eux-mêmes très contrastés : le pôle des instituteurs et des pro-fessions intermédiaires de la santé et du social est constitué d’individus qui ont pour la plupart commencé leur carrière au sein des professions intermédiaires, alors que plus de six personnes sur dix parmi les professions intermédiaires

administratives et commerciales des entrepri-ses ou de la fonction publique et les trois quarts des contremaîtres ont commencé leur carrière dans le salariat d’exécution (cf. annexe 1, et Deauvieau et Dumoulin, 2009). Les résultats en termes de destinée socioprofessionnelle déve-loppés dans cet article ont de plus été obtenus à l’issue d’une période d’observation de cinq ans, et n’offrent donc qu’une fenêtre temporelle limitée pour l’étude des carrières des profes-sions intermédiaires. L’un des prolongements de ce travail et de ses conclusions consisterait à observer les mobilités socioprofessionnelles sur une plus longue période, et à mesurer ainsi les effets des différentiels de mobilité engen-drés par l’appartenance aux différentes caté-gories socioprofessionnelles, le diplôme ou le genre sur les carrières longues des professions intermédiaires. Cette perspective permettrait alors de mieux spécifier les différents types de carrières des professions intermédiaires, et ainsi avancer dans la réflexion sur la signification sociologique du passage à un moment donné d’une carrière par la catégorie des professions intermédiaires. n

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