Une e‘tude de la mobilite‘ sociale au Que‘bec de 1954 ii 1974 et une mithode d‘analyse statistique: des risultats divergents*

Is structural mobility stable in the Province of Quebec? There is no unique answer to that question as many structural mobility models can be designed to fit the pattern of occupational distributions in the 1954, 1964, and 1974 occupational mobility tables in Quebec. Each of these models drives the researcher to different conclusions concerning the stability of the intergenerational mobility structure. A secondary analysis of mobility data shows how difficult it is to conclude in this case on the basis of a statistical analysis only. Theoretical efforts are needed to disentangle the empirical snare.

La structure de mobilite sociale inter-gknerationnelle du Quebec est-elle stable depuis les annees ‘50? I1 n‘y a pas de rPponse unique B cette question puisque plusieurs moddes de mobilite peuvent expliquer les distributions d’occupations des fils selon les occupations des peres B chacune des periodes observees. Certains de ces modPles permettent de conclure B une certaine stabilite, dautres indiquent plutBt le changement. Seule une thCorie de la mobilite sociale et de son histoire contemporaine pourrait permettre de choisir entre ces modeles.

La mobilitC sociale non-structurelle est-elle stable ou subit-elle des modifications depuis quelques annCes au Quebec? L’Ctude de neuf cohortes d’hommes amCri- cains appartenant B des tranches d’Pge diffirentes a montrC une singulicre stabiliti de la structure de mobilitC interginirationnelle non-structurelle (Hauser et al., 1975; voir aussi Hauser et Featherman, 1978: 63-218). Au QuCbec, 1’Ctude de Dofny et Garon-Audy (1969) qui reprenait celle de Rocher et de Jocas (1957) a conclu B une diminution de la mobilitC non-structurelle de 1954 B 1964 quoique les taux de mobilitk sociale totale aient subi une forte augmentation durant la mtme piriode. De fagon gCnCrale, cette conclusion a CtC confirmee dans une reprise de 1’Ctude comparative, cette fois B l’aide d’Cchantillons de 1954, 1964 et 1974 (Garon-Audy, 1979).

* Je remercie monsieur Michel de S k e pour ses commentaires, je demeure le seul respons- able de ce texte. Les donnees analysies ici ont 6t6 utilisees pour verifier de nouvelles sous-routines du programme ANOMHI. La recherche ASOPE en permet le developpement continu. L’auteur en remercie les responsables. Cet article a 6t6 r e p en juillet 1980 et accept6 en octobre 1981.

Rev. canad. SOC. 8c Anth./Canad. Rev. SOC. 8c Anth. 19(2) 1982

246 F R A N C O I S B L L A N D

Si la premiere des Ctudes comparatives pouvaient difficilement appliquer des techniques danalyse des tableaux de mobiliti sociale surtout connues en sociologie au cours des annCes ‘70, du moins des efforts ont CtC faits pour distinguer les effets de 1’Cvolution de la structure des occupations et des chances relatives diffirentes des individus d’accider B certaines catkgories d’occupations en fonction de l’occupation de leur pere. L’Ctude de 1979 applique l’analyse log-1inCaire des tableaux de contingence et quelques-unes des modifications au modkle hiCrar- chique de base, telles les hypotheses de quasi-symCtrie qui permettent d’isoler les effets d’hCritage pur de l’occupation du pere des chances d’accCder B d’autres occupations (Bishop et al, 1975; Caussinus, 1965; Goodman, 1972~).

Mais ces modeles n’epuisent pas le rCseau de moddes possibles qui peuvent produire une structure de mobilite pure intergCnCrationnelle stable au QuCbec. Au moins trois raisons peuvent i tre invoquies pour spCcifier d’une autre facon que celles utilisCes par Garon-Audy (1979) la structure de mobiliti intergCnCration- nelle: I/ une raison technique: certaines propriCtCs de la statistique G’ ont pu ttre ma1 exploitees; 21 l’hypothese empirique de quasi-symCtrie ne propose qu‘une des facons de concevoir les tableaux de mobilitC en pikes dCtachCes, c‘est-B-dire une piece pour les hCritages professionnels et une autre pour les situations de mobilid; et 3/ le modele thkorique des occupations, qui fait l’objet de discussions (Garon-Audy, 1979: 54-61, 68-72), concluant au rejet thCorique du modele de hierarchie unidimensionnelle d’occupations, pourrait ttre rejete sur la base des donnies recueillies, tandis que la rC-analyse des donnCes basCe sur une hypothese nouvelle pourrait permettre de ne pas rejeter un modele de mobiliti sociale B structure unique et B taux de mobilitC identique au cours de la piriode CtudiCe, soit

Pour les fins de cette etude, seules les donnees sur la mobilitk sociale de tout le QuCbec seront utilisCes. I1 sera pris pour acquis que ces donnCes (tableau A.1 du texte original reproduit ici aux tableaux II, 111 et IV), sont valides et fiables autant comme indicateur de la structure de mobilitC sociale B chacune des annCes observCes que des changements possibles de cette structure au cours d‘une periode de 20 ans. Enfin, la reprCsentativitC des Cchantillons n‘est pas mise en question. De plus, aucune thCorie sur la gCn6se de la mobilitC sociale n’est prCsentCe pour expliquer son Ctat B chacune des pkriodes observCes, ni le changement ou la stabilitC dans le temps. Cependant, une intuition empirique dominera cette re-Ctude: la mobilitC intergCnCrationnelle n’a pas changC au cours de la periode CtudiCe. Cette intuition est retenue ne serait-ce que parce qu’elle se prCsente comme l’hypothese nulle par rapport au sens commun contemporain qui attribue de grands effets aux modifications institutionnelles survenues au QuCbec de 1954 B 1974.

Q U E L Q U E S P R O B L ~ M E S STATISTIQUES

de 1954 1974.

ConformCment B des pratiques antCrieures, Garon-Audy (1979) a utilisC les methodes d‘analyse log-liniaire (Bishop et al., 1974; Goodman, 1968,1969,1970, 1971, 197ta,b) Cgalement appelCe analyse nominale hiCrarchique de frCquences (ANOMHI) (BCland, 1980). Au tableau v les rCsultats d‘ANoMHI utilisant les catCgories d’occupations du tableau I et les donnCes des tableaux 11, 111 et IV sont donnis. I1 apparait que tous les modeles, sauf le modele 6, doivent &re rejetCs au seuil .or choisi par Garon-Audy (1979: 177). Le premier modele suppose

247 L A M O B I L I T E S O C I A L E A U Q U ~ B E C

TABLEAU I LES TITRES DE REGROUPEMENT D’OCCUPATIONS RETENUES PAR GARON-AUDY (1979) ET LEURS CODES RESPECTIFS

Haute administration et propriiti Fermiers et petits propriitaires Professions et semi-professions Surveillants de cols blancs, de cols blew et de services Petits cols blancs Ouvriers spicialisis Services Manaeuvres

1 2 3

TABLEAU I1 TABLE DE MOBILITi: SOCIALE, QUBBEC 1954‘

Professions des pires Professions des fils 1 2 3 4 5 6 7 8 Totaux

6 13 4 228

14 39 2 24

18 62 19 262 6 47 4 211

5 3 12 18 6 4 5 7 22 10

30 16 17 69 9 5 4 15 32 14

19 13 49 90 41 28 11 49 292 76 5 2 17 40 34 9 4 6 81 27

9 33 22 23 61

206 41

159

72 312 216 120 353 943 142 501

Totaux 74 886 105 58 173 645 218 554 2710

‘Les donnies des tableaux 11, 111 et IV sont pondiries, d’oG possibiliti &inexactitude dans les tableaux.

l’indipendance totale; autrement dit l’hypothese selon laquelle l’occupation du fils n‘est pas like i celle du pkre, et que la distribution des fils ou pkres dans les cat& gories d’occupation definies au tableau I ne varie pas dans le temps, ne peut Ctre retenue. Le deuxikme modele qui suppose que les distributions des peres ou fils dans la structure occupationnelle varient selon la pCriode CtudiCe mais que l’occu- pation du fils n’est pas like B celle du pkre doit aussi ttre rejet6. Les modkles III, rv et v supposent tous que l’occupation du fils depend de celle du pere. Cependant, leur rejet indique que cette association varie 1 chacune des pCriodes examinees. Ces rejets successifs peuvent provenir de quelques idiosyncrasies sans intCrCt pour l’analyse de I’Cvolution de la structure de mobilite au QuCbec de 1954 B 1974. Une Ctude minutieuse des rCsultats statistiques obtenus par l’utilisation du critere du x’ peut permettre de rCv6ler quelques-unes des particularites peut-Ctre non- significatives des donnCes choisies pour 1’Ctude.

Le test du x’ se base sur les Ccarts entre les effectifs observCs (ici les tableaux 11, 1x1 et IV) et les estimations d’un modele. Plus le nombre total d’observations est ClevC, plus le test x’ est exigeant. En effet, le test x’ permet devCrifier si les Ccarts entre les

248 F R A N C O I S B E L A N D

TABLEAU If1 TABLE DE M O B I L ~ SOCIALE, Q U ~ B E C 1964

Professions des p2res Professions des fils 1 2 3 4 5 6 7 8 Totaux

1 10 25 2 7 18 28 9 8 106 2 0 1 1 5 1 1 0 2 0 7 8 152 3 25 147 72 27 63 123 25 44 526 4 6 40 0 10 16 42 17 36 168 5 14 89 13 26 44 141 61 91 479 6 9 426 19 31 39 270 67 213 1075 7 4 75 9 9 5 5 1 4 0 4 2 235 8 5 226 1 10 3 88 14 141 488 Totaux 73 1144 118 121 189 763 240 582 3229

TABLEAU IV TABLE DE M O B I L ~ SOCIALE, QIJ~BEC 1974

Professions des p2res Professions des fils 1 2 3 4 5 6 7 8 Totaux

1 2 3 4 5 6 7 8 Totaux

18 33 16 11 32 34 12 27 2 5 4 1 1 2 1 3 6 1 8

41 157 69 33 64 166 51 87 4 36 5 30 29 62 24 29 9 65 21 14 53 123 31 57 8 350 28 20 50 359 68 218 1 68 7 10 11 73 30 50 6 139 5 9 16 88 21 131

88 901 152 129 257 917 243 617

184 96

667 218 373

1101 250 414

3303

effectifs observis et les estimations peuvent ttre attribuCs au hasard. Plus 1'Cchantillon grossit, plus croit la proportion de personnes CchantillonnCes par rapport au nombre d'individus dans la population, et plus les Ccarts deviennent significatifs. A la limite, tous les Ccarts absolus sont significatifs si la population enti2re est observCe. Auquel cas un test de xz est inutile, sauf comme indicateur d'icarts, mais le test de signification n'en a plus. Mais auquel cas aussi un modde thiorique ne sera probablement pas rejet6 sur la base d'Ccarts faibles.

La distribution des Ccarts dans chacune des cellules n'est pas nkcessairement uniforme. Les Ccarts peuvent donc &re importants dans chacune des cellules ou concentrCs dans certaines cellules seulement. Les dhiations de Freeman-Tukey (Bishop et al., 1975: 136-41) peuvent permettre d'identifier des cellules excen- triques. La somme de toutes les dCviations carrCes de Freeman-Tukey est asymptotiquement distribuke comme x' avec le mtme nombre de degrCs de libertC que le modele vCrifiC. La valeur moyenne attendue de ces dCviations est donc plus petite que l'uniti. Un test d'hypothbe qui exclut les cellules excentriques permet de virifier cette qualit6 spCcifique de certaines observations.

249 L A M O B I L I T ~ S O C I A L E A U Q U ~ B E C

TABLEAU V MODZLES ANOMHI POUR LYTUDE DE LA M O B I L I ~ ~ . SOCIALE AU QUBBEC EN 1954,1964 ET 1974

Degrks de 2 1 Modbles libertk G2 x .02

11 P,F,T 175 2282.69 214.39 21 FT,PT 147 1741.17 183.69 31 PF,PT 112 269.69 144.21 4/ PF,FT 112 633.70 144.21 51 PF,PT,FT 98 192.02 128.23 61 PF,PT,FT~ 83 80.62 110.93

‘Obtenu par la formule: YZ (2.05 + S l ) ’ , oh D = degres de liberte 2ModL.le de quasi-indkpendance avec 15 cellules i forte deviation retranchee du modkle 5

Le test d’hypothbe 6 propos de cellules excentriques qui nous intCresse suppose l’utilisation de mod&les dits de quasi-indkpendance. Garon-Audy (1979) utilise un seul modele de quasi-indkpendance dit de quasi-symCtrie (Caussinus 1965: 145-6; Goodman, 1968) qui annule l’effet de la diagonale principale de chacun des tableaux 11, 111 et IV plut6t que de sClectionner des cellules sur la base de dbviations plus ou moins importantes des effectifs prCdits depuis un modele quelconque. Ici le mod2le de quasi-symCtrie et celui de quasi-indkpendance bas6 sur l’exclusion de cellules excentriques jouent le mtme r61e analytique, soit d’aboutir B un mod6le qui permet de soutenir la constance de 1954 B 1974 des taux de mobilitC intergCnCrationnelle. La strategic d’analyse de Garon-Audy (1979) ne donne pas de signification substantielle au modde de quasi-symCtrie. Dans cette opCration, le chercheur est appelC B prendre une decision qui consiste B accepter ou 8 refuser la procCdure qui identifie certaines cellules comme excentriques. Aucun guide statistique n’est disponible B cet effet. Lorsqu’une cellule est dite excen- trique, le modde n‘a plus la qualitC d’ttre gCnCral, c’est-B-dire de s’appliquer 8 toutes les donnCes, mais plut6t B une partie d’entre elles seulement. Ici, lorsque les cellules 8 fortes deviations sont exclues, le modele qui prCdit une iquivalence de la structure de mobilitk de 1954 B 1974 ne peut ttre rejet6 au seuil .02 (tableau v, modele 6). 11 y a en tout 15 cellules dCclarCes excentriques sur un total de 192 cellules. Elles comptent 589 observations sur un total de 9 242; elles representent donc 6.4% des individus CchantillonnCs. En plus, elles sont dispersCes dans chacun des tableaux 11, III et IV et ne semblent pas presenter de configurations systimatiques. Le modele 6 du tableau vdit que pour 94% des cas CchantillonnCs, il nfy a pas de diffirences significatives entre les taux de mobilitk des annCes 1954, 1964 et 1974. Garon-Audy (1979) choisit implicitement d’ignorer la distinction entre cellules excentriques et cellules non-excentriques hors diagonale et rejette tout aussi bien I’hypothkse d’homogCn6itC entre les Cchantillons des trois annCes observies.

Les fortes dCviations des 15 cellules excentriques peuvent parvenir d‘au moins trois causes: I/ elles repkentent des Ccarts purement statistiques, c’est-8-dire bases sur des erreurs Cchantillonnales particuli6rement importantes; 21 ce sont des

250 F R A N C O I S B ~ L A N D

TABLEAU VI ZONES DE DENSITB DE MOBILITB SOCIALE POUR LA SOMME DES OBSERVATIONS SUR LES TROIS P ~ R I O D E S ~

Professions des fils

Professions des p ires

1 3 4 5 7 6 8 2

2 4 4 4 5 5 6 6 3 2 4 4 5 5 6 6 5 5 2 3 4 4 5 6 4 4 4 3 4 4 5 6 5 5 5 5 2 4 4 5 6 5 5 5 4 3 3 4 6 6 6 6 5 4 2 3 5 5 5 5 4 4 4 1

‘L‘ordre de la nomenclature des categories d’oc- cupation est change.

Ccarts non-alCatoires; ou 3/ il s’agit de manifestations d’erreurs de spCcification du modele 5 du tableau v. I1 y a au moins deux fasons de spCcifier un modele de mobilitC sociale intergCnCrationnelle stable ou changeant au cours d’une certaine pCriode: I/ en cherchant de fason empirique une structure de mobilitC unique valable A chacun des moments observes; ou bien 21 en privilegiant une hypothese de mobilitC sociale dont la validit6 est vCrifiCe pour toute la pCriode d’observation. Ces deux strategies permettent d’obtenir deux critiires de comparaison de la mobilitC sociale intergCnCrationnelle entre moments observCs: I/ les structures de mobiliti peuvent Ctre uniques ou diverses; et 2 / si elles sont uniques, les coefficients de mobilitC peuvent Ctre les mi2mes ou ils peuvent varier B chacun des moments sans affecter la structure de base.

L E S Z O N E S D E DENS IT^ D E M O B I L I T B S O C I A L E : U N M O D E L E E M P I R I Q U E D E S T R U C T U R E U N I Q U E D E M O B I L I T ~ S O C I A L E

Dans un tableau de mobilitC sociale, des zones de densite de mobilitC Cgale peuvent &re dCsignCes. Garon-Audy (1979) n’a vCrifiC qu’une seule des possibilitb. En effet, le mob2le de quasi-symCtrie spCcifie autant de zones de mobilitC qu’il a de cellules dans la diagonale principale du tableau plus une zone homoghe pour l’ensemble des cellules hors diagonale. Une infinit6 de mod6les peuvent Ctre vCrifiCs (Goodman, 1 9 7 ~ ) . Plusieurs mCme peuvent &re statistiquement valides. Ici un seul modele sera trait& I1 nous est apparu le plus Cconomique et le plus adCquat A notre propos.

La mithode de composition de modeles de densitC de mobilitC sociale est tirCe de Hauser (1978, 1979) et Hauser et Featherman (1978). Les modeles ne sont rien d’autre que des mod&les de quasi-indipendance ordinaire (Goodman, 1968). Les zones deviennent une troisi2me variable dans un tableau oh les occupations des pikes et fils en constituent les deux autres. Ici six zones ont CtC difinies. Le tableau VI dCcrit les zones au moyen d’entiers.

L’interprCtation des zones de densit6 du tableau VI est facile. En un premier

251 L A M O B I L I T ~ SOCIALE AU Q U ~ B E C

TABLEAU W MODBLES ANOMHI DE DENSXT~ DE MOBILIT~ SOCIALE ( Q U ~ B E C 1954,1964 ET 1974)

Degrts de Modiles liberte‘ GZ P

1/ PT,FT,RT 132 168.37 ,017 2/ PT,FT,R 142 198.82 ,000

4/PT,FT,R’ 105 139.67 ,012 31 PT,FT,RT’ 97 121.00 .049

‘Les categories de fermiers et assimilees sont exclues

temps, l’utilisation de six zones de densite implique que la structure d’association peut Ctre dCcrite par cinq statistiques d’association pour chacun des moments observes. L’Cconomie de description est donc importante. Mais 18 n’est pas l’avantage majeur du modde du tableau vx. I1 apparait en effet que la densitC de mobilitC croit avec l’doignement de la destination du fils de son origine sociale indiquCe par l‘occupation de son pkre’. La premiere ligne du tableau vx se lit ainsi: z,4,4,4,5,5, 6,6; d‘oh les chances pour un fils d’administrateur de provenir d‘une famille oh le p6re est administrateur sont plus PlevCes que dans tout autre cas. Les chances d’un fils de devenir professionnel sont plus grandes lorsque le pPre est professionnel, elles dCcroissent par ordre selon que le pkre est administrateur, surveillant, petit col blanc, ouvrier spCcialis6, maneuvre ou fermier. Les chances de devenir fermier sont extr6mement ddpendantes du fait que le pkre est fermier. Par ailleurs, lorsque le pere est soit administrateur, professionnel, surveillant ou col blanc, les chances du fils de devenir maneuvre sont tres petites.

Enfin, il y a une forte probabilite d’accCder i la mCme occupation que celle du pkre. Cet ordre de transmission des occupations des pkres aux fils aboutit B crCer une forme de hiCrarchie des occupations. Du moins, les zones de densite se comprennent-elles mieux lorsque les occupations des pikes sont ordonnCes en fonction de ces densitis de mobilitC. L’ordre qui est obtenu ici correspond B ce qui est gCnCralement attendu (tableau vx, cf. note I, page 7).

Le modele de densite de mobilitC se traduit aisCment par des statistiques d’association, d’effets principaux et de moyenne gCnCrale. Les deux premiers types de statistiques sont intkressants. Les statistiques d‘association sont des cefficients de mobilitC sociale, tandis que les statistiques d’effets principaux dCcrivent les effets de changements structuraux indkpendamment des effets de mobilitC sociale. Les chances des fils d’accCder B une occupation, dues aux effets de changement de la structure d’occupation, peuvent Ctre comparCes aux chances des pkres d’Ctre dans la m2me occupation.

Les statistiques presentant le plus d’intCrCt par rapport B l’hypothkse principale de cette Ctude sont Cvidemment celles qui indiquent l‘importance de la mobilitC sociale indCpendamment des changements B la distribution absolue des individus dans les diffCrentes categories d’occupation. Hauser (1978), B la recherche d‘un indicateur de mobilit6 sociale indCpendant des effets structurels et en critique des propositions de Rogoff (1953) et de Tyree (1973)~ a introduit un indicateur de

252 F R A N ~ O I S B ~ L A N D

mobiliti sociale qui est plutbt un indicateur des erreurs de pridiction du modde de densiti de mobiliti choisi. Dans un autre article, Hauser (i979), propose plus justement l’utilisation des statistiques du mod8le de densiti de mobiliti lorsqu’il risiste au cridre du x2. D’ailleurs, les diviations de Freeman-Tukey donnent des risultats plus justes que ceux obtenus par l’indicateur de Hauser (1978). Ici, puisque le modde du tableau VI ne peut itre rejeti selon le critt3-e du x2, les statistiques d’association seront considiries comme des indicateurs de mobiliti sociale. Des comparaisons des chances des fils d’accider B des catigories d’occupation selon leur origine sociale peuvent donc &re faites.

Le modde du tableau VI a i t6 appliqui au tableaux II, 111 et IV. Les risultats &ANOMHI sont donnis au tableau VII. 11s sont remarquables par rapport aux valeurs des G+ obtenues par l’hypothsse d’indipendance totale (tableau v, modde I). Le modele 2 suppose que la structure des zones de densiti et les densitis elles-mimes ne varient pas de 1954 B 1974. La valeur du G+ pour ce modde est approximativement la m6me que celle du G+ du modele saturi (tableau v, modde 5) qui privoit que les 49 associations qu’il difinit sont significatives. Le modhle 2 du tableau VII ne retient que cinq associations significatives. Donc, pour un gain de 44 degris de liberti (142-98 = 4 ou, 49 associations moins cinq associations), le G’ croit de 6.92 points. Le mod8le I du tableau VII, qui est presque significatif au seuil .02, privoit que les associations varient d‘annie en annie. I1 inclut donc 15 associations plutbt que 49. Le gain de degris de liberti entre le modele 2 et le modele I du tableau VII est de 10 pour un gain de 300.55 points du G’. Cependant l’information nicessaire pour dicrire la densiti de mobiliti triple du modde 2 au modde I, le premier ne requirant que cinq informations, le second 15. Un point est pratiquement acquis cependant, la structure de mobiliti sociale reste presque stable de 1954 i 1974 au Quibec. Autrement dit, les densitis de mobiliti ne varieraient pas suffisamment dans le temps pour provoquer des changements structuraux. Les ccefficients d’association ou de mobiliti propres B chaque moment d’observation permettent de mesurer l’importance de ces changements 21 l’intirieur des zones de densiti. En effet, l’examen des ccefficients d’association permet de saisir la valeur des changements de densiti dans le temps et de conclure quant B leur importance. On peut remarquer au tableau VIII que la zone de densiti R ~ , celle qui pridit l’hiritage des mitiers agricoles par le fils, diminue de facon radicale entre 1954 et 1964. Les autres caefficients de densiti fluctuent, la plupart se haussant en 1964 pour diminuer en 1974. La zone de densiti 3 diminue cependant en 1964 pour rester au mime niveau en 1974, tandis que la zone 5 attire de plus en plus de candidats d’annie en annie. La signification de ces fluctuations est plus Claire lorsque chacune des zones est replacie dans le contexte du tableau VI pour chacune des annies.

La zone 2 est celle de l’hiritage des statuts des pl.res par les fils pour les occupations d’administrateur, les professionnels, les surveillants, Ies occupations du secteur des services et les manceuvres. La zone de densiti 3 contient l‘hiritage des statuts de petit col blanc et d‘ouvrier spicialisi.

Les cattgories de zone 2 sont celles 06 le statut est hiriti avec le plus de probabilitt. Apres une augmentation des chances d’hiritage en 1964, le niveau de 1954 est presque atteint en 1974 (.7862 en 1954 contre .8117 en 1974). Ces conclusions sont diffirentes de celles de Garon-Audy (1979: 188) qui souIigne l’accentuation du phinomihe d’hiritage des occupations les plus qualifiies, tandis

253 LA M O B I L I T ~ S O C I A L E A U Q U ~ B E C

TABLEAU VTII STATISIIQUES’ DU MODiLE DE QUASI-IND6PENDANCE PRODUISANT 6 ZONES DE M O B I L ~ SOCIALE (QUBBEC 1954,1964 ET 1974)

1954 1964 1974

- .8913 1.3373

- .6751 -1.2139 - ,1899

.9374 - .0405 - .7360 - .9047 - .5379

.1562 - .5823

.5159 1.1520

- .2734 - .4742

1.5672 .7862 .5041 .0993

- ,1345 .6989

-1.1984 1.6865

- .9797 - ,7664 - .3173

.9754 - ,1556 - .7555 - .6334 -1.5046

.9384 - .4188

.6678 1.0787

- .2983 - .6444

1.4088 .9343 .4130 .1948

- .1700 - .8078

- 1.1763 1.3014

- .7935 - .8139 - . lo36

1.0770 - ,2085 - .7174 - ,2596 -1.5912

1.0080 - ,2819

.2660 1.0765

- .2468 - ,6734

,9780 .8117 .4092 .1709

- .2346 - .5394

~~

’Obtenues par regression lineaire

que les manaeuvres jouiraient d’une stabilitC des chances d’hCritage, qui d’ailleurs seraient moins ClevCes que celles des occupations les plus prestigieuses. Ces conclusions proviennent de l’analyse d‘un mod&le saturC qui suppose la nCcessitC de considCrer 147 associations pour reproduire la structure de mobilitC, plut6t que les 15 employCes ici. Nous soumettons que les conclusions divergentes sont dues B la specification diffkrente des modeles retenus dans chacune des analyses. Par ailleurs, les mi2mes rCsultats sont obtenus par les deux moddes concernant les petits cols blancs.

L’itude de la mobilitC comparCe s’klaircit par la comparaison entre densites de mobiliti. Au tableau IX, les chances des fils d’accCder B une occupation dCterminCe, &ant donne que le pere ne la pratique pas, sont comparCes aux chances d u n fils dont le p2re la pratique. h n s i I’hCritage du statut est toujours Cgal B l’unitC tandis que les chances d’acdder 1 une autre occupation sont-elles plus petites que l’unitC dans les autres cas. Plus cette valeur se rapproche de I’unitC, plus la chance d’un fils d’accCder B un certain emploi est Cgale B celle d’un fils qui 1’hCrite directement de son pike. Quoique les diffCrences entre pCriodes observCes soient significatives, il est clair qu’elles s’observent surtout B l‘accession B la catCgorie de fermier. Ailleurs, quelques variations, parfois en accord avec les observations de Garon-Audy (1979)~ se remarquent. Ainsi, les fils d’ouvriers spCcialisCs et de pikes qui travaillent dans le secteur des services voient leurs chances relatives de devenir administrateur,

254 F R A N ~ O I S B ~ L A N D

TABLEAU IX CHANCES COMPAR~ES DES FILS D’ACC~DER A UNE OCCUPATION DIFF~RENTE DE CELLE DE LEUR P ~ R E

Professions des pdres Professions des fils Ann& 1 3 4 5 7 6 8 2

1954 1.00 .50 .50 .50 .40 .40 .23 .23 1 1964 1.00 .48 .48 .48 .33 .33 .18 .18

1974 1.00 .52 .52 .52 .35 .35 .26 .26

1954 ,75 1.00 .50 .50 .40 .40 .23 .23 3 1964 .60 1.00 .48 .48 .33 .33 .18 .18

1974 .66 1.00 .52 .52 .35 .35 .26 .26

1954 .40 .40 1.00 .75 .50 .50 .40 .23 4 1964 .33 .33 1.00 .60 .48 .48 .33 .18

1974 ,35 ,35 1.00 .66 .52 .52 .35 .26

1954 .67 .67 .67 1.00 .67 .67 .53 .30 5 1964 .54 .54 .54 1.00 .54 .54 .56 .29

1974 .56 .56 .56 1.00 .56 .56 .52 .39

1954 .40 .40 .40 .40 1.00 .50 .50 .40 7 1964 .33 .33 .33 .33 1.00 .48 .48 .33

1974 .35 .35 .35 .35 1.00 .52 .52 .35

1954 .30 .53 .53 .53 .67 1.00 1.00 .67 6 1964 .29 .56 .56 .56 .54 1.00 1.00 .54

1974 .39 .52 .52 .52 .56 1.00 1.00 .56

1954 .23 .23 .23 .23 .40 .50 1.00 .75 8 1964 .18 .18 .18 .18 .33 .48 1.00 .75

1974 .26 .26 .26 .26 .35 .52 1.00 .66

1954 .18 .18 .18 .18 .23 .23 .23 1.00 2 1964 .21 .21 .21 .21 .30 .30 .30 1.00

1974 .30 .30 .30 .45 .45 .45 .45 1.00

professionnel ou petit col blanc diminuer. Les fils d’administrateurs ont moins de chances de devenir professionnel, surveillant ou petit col blanc, mais plus de chances de devenir ouvrier spCcialisC, tandis que les fils de professionnels et de surveillants ont moins de chances de devenir petit col blanc ou de travailler dans les services.

Mais l’importance de ces fluctuations temporelles est mineure comparCe B celles des chances relatives de devenir fermier. Dans quelle mesure les variations de 1954 B 1974 dans les taux de mobilitk, hors celles de 1’accL.s aux occupations de la ferme, sont-elles significatives ? Le modkle 4 du tableau VII vCrifie 1’hypothL.se de continuit6 de la structure et des valeurs des densites de mobilite sociale au QuCbec de 1954 B 1974 dans toutes les occupations, sauf celles du secteur agricole. Sans atteindre le seuil de .02, il est clair que, Ctant donnC le nombre important de petites observations et la disparid des volumes d’observations entre certaines cellules, le seuil de .012 atteint peut Etre considCrC comme un indicateur que le rejet du modde doit se faire avec prudence. 11 faut ici confronter le resultat obtenu, c’est-8-dire le rejet en termes statistiques, et la parcimonie et I’ClCgance du modL.le soumis au test statistique (voir Baron (1980) pour une dCcision semblable dans un cas qui rCsiste moins que celui-ci au critL.re du x’), de mEme qu’B l’importance substantielle des

255 L A M O B I L I T ~ S O C I A L E A U Q U ~ B E C

differences dites statistiquement significatives entre les indices de mobiliti. De petites variations peuvent Ctre statistiquement significatives, mais le gain conceptuel nul.

Le modde 3 du tableau VII ne peut Ctre rejetC. I1 prCcise que la structure de mobilite ne varie pas dans le temps hors les occupations agricoles, quoique la valeur des ccefficients de mobilitt soit diffkrente de 1954 B 1974. Nous soumettons donc malgrC tout le respect que nous avons envers la demarche statistique, que les resultats obtenus ne sont pas probants, que d’autres enquCtes, prenant pour point de depart une thCorie explicative de la structure et des valeurs relatives des densites de mobiliti, sont nkcessaires. Cependant, les rksultats obtenus ici ne nous semblent pas suffisamment certains pour contredire I’intuition empirique de la stabilitC de la mobilit6 sociale au Quebec de 1954 A 1974 que nous avons exprimCe au debut de ce texte. Evidemment, cette conclusion est eminemment fragile pour un chercheur qui a une vision striae de l’utilisation des tests statistiques.

UNE CONCEPTUALISATION ET U N TEST

Comment peut-on concevoir la structure occupationnelle de la sociCtC quCbCcoise contemporaine? De multiples conceptions sont possibles: strates ou classes sociales; structure discrke ou hierarchique; ordinale ou continue; uni- ou multidimensionnelle? Quelles unit& de base doivent la constituer? D‘autres questions peuvent s‘ajouter sur les conceptualisations diverses de la structure fondamentale des unites de base de la mobilitC sociale (Bertaux 1969; Cherkaoui et Lindsay, 1977; Garon-Audy, 1976,1979; Hauser et Featherman, 1978; Sorenson, 1979; Wright et Perone, 1977; voir aussi Attawell et Fitzgerald, 1980, et Robinson et Kelly, 1979, 1980). L’Ctude qui nous occupe a voulu se distinguer de la conceptualisation des occupations comme un ordre hiCrarchique unidimensionnel ordinal continu (Garon-Audy, 1979: 54-60), et cela en continuit6 avec les critiques de la definition de stratification occupationnelle hierarchique employee dans les recherches sur le sujet (Garon-Audy, 1976). Les unites d’observation choisies pour crCer des tableaux de mobilitC en huit categories occupationnelles proviennent d’un regroupement de 23 occupations sClectionnCes en fonction ‘du rble spkcifique et significatif que ces occupations jouent dans la sociCtC quCbCcoise telle qu’orga- nisee actuellement’ (Garon-Audy, 1979: 60).

La multidimensionalit6 des categories d’occupation a dCja PtC signalee par Hauser et Featherman (1978), oc d‘ailleurs deux dimensions ont CtC rCvClCes par I’analyse. Cependant, une seule d‘entre elles leur est apparue nkcessaire: la distinction entre occupations manuelles et occupations non-manuelles, chacune de ces categories se divisant en sous-sections supkrieures et inferieures. Enfin, les occupations de la ferme forment un ensemble hors categories (Hauser et Featherman, 1978). Ces deux auteurs adoptent une vision unidimensionnelle de la hierarchic occupationnelle affirmant le peu d‘importance de la seconde dimension empiriquement determinee.

Les 23 categories d’occupations de Garon-Audy (1979: 60-1) peuvent Ctre comparees au regroupement des categories des Cchelles de Duncan (1961) et du NORC, tel que retrouve dans Hauser et Featherman (1978: 28), (tableau x).3 L’accent m& sur la capacitC de contrble sur le travail que permet I’occupation (Garon-Audy, 1979: 70) produit quelques originalit& B la fois dans la dCnomina-

256 FRANCOIS B f L A N D

TABLEAU X RANGS DES CAT~GORIES D’OCCUPATIONS SELON TROIS BCHELLES ET LEUR REGROUPEMENT

~~

Ordre de Ordre de Ordre de I’itude Regroupement Occupations Duncan NORC des taux de mobilitk

Non-manuelles Professionnels 1 1 1 supCrieures Professionnels

employ 6s 2 2 3 Cadres 3 3 4 Vendeurs 4 5 2

Non-manuelles Proprietaires 5 4 6 inferieures Commis 6 10 7

Vendeurs, detail 7 12 5 Manuelles Ouvriers qualifies suphrieures industrie 8 7 10

autres 9 9 8 construction 10 8 11

Non-manuelles Services 12.5 14 9 inferieures OpCrateurs

industrie 12.5 13 13 autres 11 11 12 Journaliers industrie 16 17 15 autres 17 16 14

Occupations Fermiers 14 6 16 de la ferme Fermiers, journaliers 15 15 17

SOURCE: Hauser et Featherman, 1978: 28

tion des 23 catCgories et dans leurs regroupements en huit catCgories (tableau XI). Aussi, les postes administratifs et la dCtention de la propriCtC sont nettement siparks des postes professionnels et semi-professionnels dans l‘ichelle rCduite. Hauser (1978) les inclut dans le mtme grand groupe d’occupations non-manuelles supirieures. La catkgorie des superviseurs de Garon-Audy (1979) est originale en soi. En plus, elle inclut des postes de cols blancs et de cols bleus, regroupement absent de ceux du tableau x. Les metiers manuels sont toutefois siparCs de faeon presque identique dans les classifications des tableaux x et XI, les ouvriers qualifiCs ou specialisis Ctant sCparis des journaliers ou ouvriers non-spCcialisCs. Enfin, les fermiers, travailleurs artisans et petits propriCtaires sont regroup& en une seule catigorie, regroupement impossible dans 1’Cchelle de Duncan, mais probable dans celle du NORC oii les fermiers reeoivent une cote de six, les proprietaires une cote de quatre et les ouvriers qualifiCs une cote de sept, les vendeurs recevant une cote de cinq.

La catCgorisation de Garon-Audy (1979) contient quelques traits originaux, mais aussi quelques ressemblances avec les Cchelles hikrarchiques d’occupations plus connues. Puisqu’elle est construite B partir d’une notion hiirarchique multidimensionnelle, un contre-test peut ttre proposC: la structure de la mobiliti sociale au QuCbec est hiCrarchique et unidimensionnelle. Le contre-test s’attarde moins B la hiirarchisation des occupations en soi qu’8 la hierarchisation unidimensionnelle des chances de mobilite des fils Ctant donne l‘occupation des

257 L A M O B I L I T ~ S O C I A L E A U Q U ~ B E C

TABLEAU XI CATfGORIES DES OCCUPATIONS DE GARON-AUDY ET RANGS HIhARCHIQUES HYPOTIifTIQUES

Regroupements Occupations Rangs hitrarchi- ques hypothttiques

11 Haute administration Haute administration et propriiti (grandes entreprises) 1

Haute administration et pro- priiti (petites entreprises)

Cadres moyens Agents administratifs

2/ Fermiers et petits producteurs

3/ Professionnels et semi-professionnels

4/ Superviseurs

5/ Cols blancs et subaltemes

Petits proprietaires Travailleurs indipendants Fermiers Professionnels dans services 2 Professionnels scientifiques

Semi-professionnels et tech-

Enseignants Etudiants Superviseurs de cols blancs 3 Superviseurs de cols blew Superviseurs dans les services Policiers et soldats

et techniciens

niciens cols blancs

4

6/ Ouvriers spicialisis 6 et semi-specialisis

71 Services Services spicialisis 5 Services non-specialisis

8/ Ouvriers non- 7 spiaalisis

peres. Une seule hypoth6se sera ici vCrifiCe, d’autres sont probablement possibles. L‘hypothbe vCrifiCe est suggCrCe par la nomenclature des groupes d‘occupations du tableau VI. Deux modifications ont donc CtC faites B la nomenclature originale: d les fermiers, travailleurs artisans et petits propriktaires sont exclus de l’analyse; et 2/les occupations sont hiCrarchisCes, celles des services occupant le +me rang. Les fermiers et occupations assimilCes sont exclus B la fois sur la base des rCsultats de l’analyse du modele empirique (tableau VI) et en fonction d‘une remarque de Dofny et Garon-Audy (1969: 284): ’La catCgorie des fermiers, par ce qu‘ (elle regroupe) souvent les ouvriers agricoles aussi bien que les propriitaires terriens . . . ne se (place) que difficilement sur cette Cchelle.’ Elle comprend en plus les occupations de petits propriktaires et de travailleurs artisans. La catCgorie des occupations de services, qui faisait aussi l’objet de cette remarque, trouve ici sa place. En fait, l’ordre des occupations, determink par une Ctude (Hauser et Featherman, 1978) des chances de mobilitC sociale propres B chacune des

258 F R A N ~ O I S B ~ L A N D

TABLEAU XI1 HI~RARCHIE DES OCCUPATIONS ET POND~RATIONS DES EFFECTIFS’

Occupations des fils 1 2 3 4 5 6 7

Occupations i des phres i ( 1 ) (3) (4) (5) ( 7 ) (6) (8)

l ( 1 ) - 6 5 4 3 2 1 2 (3) 6 - 6 5 4 3 2 3 (4) 5 6 - 6 5 4 3 4 (5) 4 5 6 - 6 5 4 5 (7) 3 4 5 6 - 6 5 6 (6) 2 3 4 5 6 - 6 7 (8) 1 2 3 4 5 6 -

~~ ~~~

‘Entre parentheses apparait la numerotation des occupations du tableau I

TABLEAU XI11 SIGNIFICATION DES M O D ~ L E S DE HI~RARCHIE DES OCCUPATIONS EN 1954,1964 ET 1974

Degris de G2 liberti P[G2I

~~

1954 34.28 22 .04 1964 60.59 22 . 00 1974 35.76 22 .03

occupations, place les occupations de services B un rang moyen t r b 1Cgkrement superieur B celui des ouvriers qualifies (tableau x, colonne 3: (10 + 8 + 11) + 3 5

10 pour les ouvriers qualifies et 9 pour les services). L’hypothkse que nous envisageons de verifier est en fait une hypothkse de

hierarchic des taux de mobiliti en fonction d‘un ordre impose aux sept categories. Les valeurs inscrites en lieu et place de chacune des cellules du tableau XII representent les ponderations appliquees aux effectifs des cellules. L’hypothhe du tableau XI precise que pour chacune des categories d’occupations paternelles, l’heritage de l’occupation du pkre par le fils est un phknom2ne specifique B distinguer des phenomknes de mobilitC ascendante ou descendante. Cependant, la probabilite de la mobilitC ascendante ou descendante diminue d’une mtme unit6 de ponderation avec 1‘Cloignement de I’occupation du p2re. Les estimations de ce modde sont obtenues par ANOMHI (BCland, 1980) depuis une procedure d’estima- tion de Newton-Raphson (Haberman, 1978).

La forme de l’hypothkse du tableau XII rappelle les discussions de Rocher et de Jocas (1957) et de Dofny et Garon-Audy (1969) sur le nombre d’echelons que monte ou descend la generation des fils en mobilite sociale ascendante ou descendante. Ce dicompte permet d’ailleurs de comparer l‘ouverture des structures de mobilite sociale des francophones et des anglophones du Quebec.

Chacune des annCes a CtC soumise 21 l’analyse.4 11 apparait au tableau XIII que la structure hiirarchique des taux de mobilitC sociale ne peut ttre appliquee qu’aux

259 LA M O B I L I T ~ S O C I A L E A U Q U ~ B E C

TABLEAU XIV STATISTIQUES D’H~RITAGE DU STATUT DU PBRE ET DE MOBILITB

1954 1964 1974

Coefficients d’hkritage du statut PlFl 1 1.5546 3.2717 4.4628 P2F2 3 3.8068 8.1940 3.9461 p34 4 0.0169 0.0682 4.8905 P4F4 5 2.1456 0.1596 2.5340 PsFs 7 4.0298 5.7617 3.0489 P6F6 6 2.5960 3.4068 6.2748 P7F7 8 10.1296 9.7626 9.5046 Coefficients de mobiliti selon I’origine P1 1 1.8380 1.3980 3.0352 p2 3 .4696 1.6829 ,3780 p3 4 3.0095 1.1591 .lo29 p4 5 3.0251 ,3658 ,1157 P5 7 3.5369 5.3629 3.5867 p6 6 1.9551 5.3396 6.2164 p7 8 5.7332 9.4532 7.8470

tableaux de mobilitC sociale des annCes 1954 et 1974.5 Le mod2le de mobilite sociale hikrarchique n’est donc pas rejetC aux deux moments les plus CloignCs dans le temps. I1 y aurait donc moins stabilitC de la structure de mobilitC sociale de 1954 B 1974 qu‘un retour en 1974 B la structure de 1954. Cependant, les valeurs des coefficients de mobilitC et de stabilitC sociale se seraient modifiies. L’Ctude de ces coefficients permet gCnCralement d’atteindre les m2mes conclusions concernant l’holution de la mobilitC sociale au Quebec de 1954 A 1974 que celles de Garon-Audy (1979: 194-5)’~ essentiellement, la mobilitC intergCnCrationnelle s’accroit pour les professionnels, les superviseurs et les petits cols blancs, elle est stable dans les occupations du secteur des services, tandis que I’hCritage du statut social est plus probable en 1974 qu’en 1954 aux deux extrCmitCs de la hiCrarchie des occupations de m6me que s’accroit pour elles la probabilitk pour un fils mobile d’obtenir un emploi dans les categories d’occupations immediatement voisines de celle du p6re (tableau X N ) . Ces conclusions proviennent cependant d‘un modde de mobilitC sociale 06 les coefficients s’appliquant aux cas mobiles sont hiCrarchique- ment et unidimensionnellement ordonnb.

C O N C L U S I O N

Huber (1980) a dCjB signal6 la difficult6 de conclure quoi que ce soit depuis l’analyse de tableaux de mobilitC sociale. Ici, trois techniques d’analyse ont 4th utiliskes et trois conclusions diffkrentes ont CtC tirCes. Chacune des techniques repose sur des postulats ou thiories implicites ou explicites diffCrents. La technique d’identifica- tion de cellules excentriques ne questionne ni ne propose quelque hypothbe que ce soit relativement B la structure interne de la mobilitC sociale et B l’hkritage du statut social du p6re. Des hypothhes implicites s’appliquent cependant B la denomination

260 F R A N ~ O I S B ~ L A N D

des categories d’occupations. Si ces hypoth2ses et ce refus d’en Cmettre d’autres sont accept&, il serait assez juste de prCtendre B la stabiliti de la structure de la mobilitC sociale au QuCbec de 1954 B 1974. Par ailleurs, si la stratigie de recherche d’une structure empirique de mobilitC sociale est acceptCe, il apparait que les changements ne sont substantiels que chez les fermiers et catkgories assimilkes. Ailleurs, il y a essentiellement stabilitC. Mais, dans la mesure oh une structure de mobilitC sociale hiharchique est posCe au dCpart, il apparait que des changements se produisent de 1954 B 1974; il y a B la fois une cristallisation des statuts inter gCnCrationnels aux extrCmitCs de la hiirarchie des occupations et Clargissement des possibilitCs de mobiliti pour les catCgories mitoyennes. I1 est impossible d’employer des critkres internes B 1’Ctude des taux de mobilitC sociale pour choisir l’une ou l’autre des explications (voir Sharkin (1979) pour un exemple).

D’autres questions doivent maintenant 6tre posCes pour poursuivre l‘analyse. Pourquoi la mobilitC sociale au QuCbec de 1954 B 1974 serait-elle stable? Ou encore, pour quelles raisons des changements de structure et des valeurs de densit6 de mobilitC sont-ils probablement observables? 11 manque souvent dans les Ctudes des tableaux de mobilitC sociale une thCorie qui explique ce qui est observC (Hope, 1980; Gintis, 1980). La capacitC d’expliquer la stabilitC ou le changement de la structure de la mobilitC sociale et la capacitC de la stabiliti ou du changement d’expliquer d’autres phCnom2nes seront des critPres dCcisifs du choix de l‘une des trois hypothkses comme sociologiquement satisfaisante. Enfin, d’autres hypo- thkses peuvent aussi 6tre dCfinies pour reproduire les donnCes des tableaux 11, 111 et IV ...

N O T E S

I I1 s’agit ici d’une interpretation du rnodde. Le test statistique employe ne vkrifie pas cette hypothese d’ordre.

2 Garon-Audy (1979) utilise une version plus cornpacte des tableaux 11, 111 et IV pour l’analyse de la rnobiliti sociale. Elle assure que les resultats de son analyse sont identiques quelque soit la version des tableaux utilisee.

3 Les echelles de Blishen (Blishen, 1967; Blishen et McRoberts, 1976) sont une adaptation canadienne de l’ichelle de Duncan.

4 A cause des lirnites imposCes aux espaces de travail APL B 1’Universiti Laval, le rnodde d’hornogeneite entre les structures hiirarchiques de rnobiliti des annies observees n’a pu Ctre dr i f i i sur la rnatrice des sept occupations. Lorsque la rnatrice reduite des quatre occupations (Garon-Audy, 1979: 379) est retenue le modde d’hornogknCit6 totale est rejete avec un G’ de 77.5 cornptant 23 degres de liberti. Cependant une hypothese d’ordre unique peut Ctre appliquke 21 chacun des tableaux de mobilit6, suggtirant que la structure de rnobilite sociale hikrarchique reste stable tandis que les valeurs des coefficients de mobilit6 se transforrnent.

5 L’hypothbe d’hornogCnCit6 des coefficients de mobiliti selon un ordre hikrarchique entre les annCes 1954 et 1974 est rejetee (G’ = 39.59 avec 12 d.1.) lorsque les tableaux 4x4 sont utilises.

doccupations d‘origine et de destination tandis que Garon-Audy utilise cinq categories d‘origine et de destination (1979: 185-95). Nous excluons par ailleurs totalernent la categorie des ferrniers et occupations assirnikes.

6 Avec B la fois plus et moins de precision, puisque nous utilisons sept catCgories

261 LA M O B I L I T ~ S O C I A L E A U Q U ~ B E C

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