Socialisation du groupe d’appartenance

Les travaux de Guimond, Bégin et Palmer (1989), puis Guimond et Palmer (1990, 1996) ont montré que des étudiant-e-s en économie attribuent de plus en plus, au fil des ans, le sort des individus à leurs dispositions. Les étudiant-e-s des sciences sociales attribuent, quant à eux, de plus en plus ces causes à des facteurs situationnels, à des déterminismes sociaux. Guimond et al. (2003) ont montré quelques années plus tard, dans d’autres groupes, que les préjugés envers des minorités étaient ancrés dans des filières universitaires et que ces préjugés étaient médiatisés par l’adhésion plus ou moins forte à la dominance sociale (SDO). Ainsi, les étudiant-e-s de Droit qui ont été interrogé-e-s ont plus de préjugés envers des minorités que les étudiant-e-s de Psychologie. Ce résultat est médiatisé par leur adhésion plus forte à la SDO. Les auteurs estiment donc que lorsque les gens occupent une position dominante (ici du point de vue du prestige et des perspectives professionnelles), ils adhèrent corrélativement plus à une vision dominante et dominatrice des rapports sociaux, une adhésion qui permet ensuite de prédire leur propension à produire des préjugés négatifs envers des minorités. Ces préjugés auraient dès lors une fonction légitimante de l’ordre social dominant, au même titre que le type d’attribution.

Ce mécanisme est donc évolutif puisque la différenciation entre ces jugements s’accentue au fil des années passées dans l’une ou l’autre des filières. C’est l’hypothèse qui est testée maintenant.

4.1.7.1. Méthode

La population est la même que dans la première étape (cf. description au point 4.1.4.1). Cette analyse exploratoire a pour objectif de vérifier si les RS de l’économie et de la responsabilité évoluent différemment dans les deux filières académiques. Pour cela, des analyses de modération (filière*nombre d’années) médiatisées (RS économie) selon la démarche de Muller, Judd et Yzerbyt (2005) ont été effectuées avec les RS de la responsabilité individuelle en variable dépendante.

4.1.7.1.1. Variable temporelle : le nombre d’années effectuées

J’avais demandé aux répondant-e-s, dans une dernière partie du questionnaire, d’indiquer le nombre d’années qu’ils/elles avaient effectuées dans leurs filières respectives. C’est sur la base de cette information que j’ai testé l’hypothèse de socialisation. Le fait de ne pas questionner les mêmes répondant-e-s d’années en années pourrait représenter un problème d’interprétation en termes de socialisation. Les résultats obtenus dans d’autres recherches avec les deux types d’opérationnalisation (étude longitudinale ou sur des cohortes différentes de niveaux d’étude différents), montrent des résultats semblables et ne posent a

priori pas de problèmes de conceptualisation selon Guimond (1998).

En ce qui concerne la population, seul-e-s trois étudiant-e-s avaient effectué entre 5 et 6 années d’études dans la population questionnée. Ils ont donc été adjoints à la catégorie des répondant-e-s ayant effectués 4 années, qui devient ainsi la catégorie des étudiant-e-s ayant effectué « 4 ans et plus » (cf. tableau (b) ANNEXE 9.1.4). Le nombre d’étudiant-e-s dans chacune des cohortes (définie selon le nombre d’années effectuées) est équivalent dans les filières, même si seuls huit étudiant-e-s de HEC ont effectués au moins 3 années d’étude ; χ2_{(2) = 3.80, ns.}

Les autres variables indépendantes et dépendantes du dispositif sont les mêmes que celles qui ont été testées dans la première partie (cf. méthode).

4.1.7.2. Prédictions spécifiques

Dans cette seconde étape, je testerai donc l’existence d’un ancrage diachronique à travers un processus de socialisation. J’essaierai de montrer dans ce traitement post-hoc des données que l’effet de médiation des croyances idéologiques évolue en fonction du nombre d’années effectuées dans les filières académiques. Ces analyses me permettront ainsi de

préciser un modèle d’ancrage qui prend en compte une évolution temporelle des croyances dans les groupes. L’hypothèse de socialisation sera validée si l’ancrage des représentations de la responsabilité, qui sont médiatisées par les représentations de l’économie, évolue différemment au fil des ans passés dans les filières d’étude. Autrement dit, l’hypothèse sera confirmée si dans un premier temps un effet d’interaction apparaît entre l’appartenance facultaire et le nombre d’années effectuées sur les représentations de la responsabilité. Dans un second temps, je devrai m’assurer que cet effet d’interaction se retrouve sur les RS de l’économie (médiateurs). Finalement, je devrai constater dans un même modèle l’atténuation de l’effet d’interaction de l’étape 1 et un lien significatif des deux médiateurs sur la mesure de la responsabilité54

.

4.1.7.3. Résultats

4.1.7.3.1. Modération du nombre d’années selon la filière et représentation

de la responsabilité médiatisée par le néolibéralisme politique

Seules les analyses effectuées avec la RS de l’économie néolibérale se sont montrées concluantes. Conformément aux attentes, et en contrôlant pour le sexe (t(91) = -.76, ns ; b = - .09), les étudiant-e-s des deux filières se représentent différemment la responsabilité au fil des ans. L’analyse de régression linéaire, selon la méthode préconisée par Baron et Kenny (1986) - R2

= .27 ; F(4, 87) = 9.32, p < .001 - indique tout d’abord un effet principal de l’appartenance à la filière d’étude ; t(91) = 5.28, p < .001; b = .5555

. Le nombre d’année n’a pas d’effet direct sur la représentation de la responsabilité ; t(91) = -.30, ns ; b = -.02.

Comme attendu (cf. figure 7), on obtient un effet d’interaction entre la variables indépendante (filière) et le modérateur (nombre d’années d’étude) ; t(91) = 2.85, p < .01 ; b = .34. Il semble donc bien que l’adhésion aux représentations de la responsabilité se dissocie au fil des ans selon la filière d’étude suivie. Les étudiant-e-s de HEC tendent ainsi de plus en plus à adhérer avec la vision individualisante de la responsabilité alors que celles et ceux de SSP semblent de moins en moins être en accord avec vision de la responsabilité.

54 _{Muller et al. (2005) distinguent deux configurations possibles aux modérations médiatisées. Je formule ici}

l’hypothèse selon laquelle l’effet de socialisation interviendra autant sur la mesure de responsabilité que sur le médiateur ; soit une modération médiatisée de cas 1.

55 _{Les étudiant-e-s de HEC adhèrent plus à une représentation de la responsabilité individuelle que les étudiant-e-}

Figure 7. Moyennes estimées de la représentation de la responsabilité individuelle selon la filière et le nombre d’années d’étude effectuées.

La deuxième étape, qui consiste à tester l’existence d’un effet d’interaction du facteur et du modérateur sur le médiateur - R2

= . 34 ; F(4, 87) = 12.79, p < .001 - indique, à l’instar du résultat précédent, un effet principal de l’appartenance à la filière d’étude ; t(91) = 6.72, p < .001; b = .93. Le nombre d’années n’a pas d’effet direct sur la représentation de la responsabilité ; t(91) = -.47, ns ; b = -.04. Nous obtenons un effet d’interaction (cf. figure 8) tout juste non significatif entre les deux variables indépendantes ; t(91) = 1.94, p < .06 ; b = .31. L’effet de sexe des répondant-e-s est non significatif ; t(91) = -.52, ns ; b = -.05.

Figure 8. Moyennes estimées de l’adhésion à la représentation du néolibéralisme selon la filière et le nombre d'années d'étude effectuées.

L’adhésion aux représentations du néolibéralisme se différencie donc également au fil des ans selon la filière d’étude suivie. Comme c’était le cas pour la représentation de la responsabilité, les prises de position des étudiant-e-s de HEC s’éloignent de plus en plus de celles des étudiant-e-s de SSP. On notera aussi que la différence entre les deux groupes d’étudiant-e-s est plus marquée en début de cursus en ce qui concerne les représentations de l’économie .

4.1.7.3.2. Ancrage et socialisation des représentations de la responsabilité Comme on peut le voir dans le tableau 2 (2 dernières colonnes), l’effet d’interaction (t(91) = 2.85, p < .01 ; b = .34) disparaît totalement lorsqu’on introduit la RS du néolibéralisme dans le modèle ; t(91) = 1.54, ns ; b = .18. De plus, l’indice de régression indiquant le lien entre le médiateur et la mesure de la représentation de la responsabilité est significatif ; t(91) = 6.46, p < .001 ; b = .43. L’ancrage de la représentation de la responsabilité médiatisée par la RS du néolibéralisme évolue donc différemment pour les étudiant-e-s des filières respectives.

Tableau 2. Régression linéaire pour la modération médiatisée sur la représentation de la responsabilité RS responsabilité RS du néolibéralisme RS responsabilité

b t b t b t Filière 0.55 5.68*** 0.93 6.72*** 0.14 1.32 Nbr. années - 0.02 - 0.30 - 0.04 - 0.47 - 0.01 - 0.12 Filière*Nbr. années 0.34 2.85** 0.31 1.94++ _{0.18 1.54} RS éco. 0.43 6.00*** Nbr. années*RS éco 0.05 0.59 Sexe (covariate) - 0.09 - 0.76 - 0.05 - 0.32 - 0.07 - 0.74 RS responsabilité = représentation globale de la responsabilité. Filière = filière académique. Nbr. années = nombre d’années effectuées. R2 _{= .51***.} ++ _{p = .051. ** p < .01. *** p < .001.}

Il semble donc que plus ils/elles avancent dans le cursus et plus les étudiant-e-s des deux filières prennent des positions opposées sur les RS de l’économie et de la responsabilité. Les étudiant-e-s de HEC acquièrent donc une vision de plus en plus en accord avec les croyances dominantes alors que celles et ceux de SSP s’en éloignent.

4.1.7.3.3. Effet d’auto-sélection

Il avait été demandé aux répondant-e-s d’indiquer de quelle section de gymnase ou de collège (qui précède l’entrée à l’université) ils/elles provenaient. Guimond et al. (1989)

mentionnent les travaux de Ladd et Lipset (cf. Lipset, 1982) à propos d’un « processus

d’auto-sélection » (Guimond, Bégin & Palmer, 1989, p.138 ; Pratto, Sidanius, Stallworth &

Malle, 1997). Selon ce processus, les gens s’orienteraient vers les institutions avec lesquelles ils auraient une affinité idéologique. C’est-à-dire que les gens s’orienteraient vers les groupes ou les organisations dont ils pensent que le fonctionnement corrobore leur vision du monde.

Si l’on regarde d’où proviennent les étudiant-e-s de HEC et de SSP interrogé-e-s et dans quelle filière ils/elles se sont dirigé-e-s, on remarque qu’une majorité d’étudiant-e-s choisissent leur filière universitaire selon la section de gymnase qu’ils/elles suivaient avant leur entrée à l’université ; χ2_{(2) = 21.20, p <. 001}56_.

Tableau 3. Croisement de la section de gymnase et de la filière universitaire choisie

Filière Unil SSP HEC Total Section économique 13 23 36 scientifique 9 11 20 classique 30 4 34 Total 52 38 90

Comme on le voit dans le tableau 3, les étudiant-e-s qui proviennent d’une section « scientifique » (mathématiques, physique) se répartissent également dans les deux filières de HEC et de SSP. Les étudiant-e-s qui s’étaient déjà orientés vers les sciences économiques poursuivent majoritairement en HEC (23 sur 36) alors que celles et ceux qui suivait une filière « classique » (littéraire, latin) se sont majoritairement dirigé-e-s vers les SSP (30 sur 34).

56 _{Une autre manière de montrer ces effets d’auto-sélection serait d’effectuer à nouveau les analyses de}

médiation de la première partie mais en inversant les places de la filière et des RS de l’économie dans le modèle. On montrerait ainsi que les représentations de l’économie sont antérieures au choix de faculté (cf. ANNEXE 9.1.5 pour un exemple). Or, cette démarche pose un problème d’ordre méthodologique et logique. On ne peut faire l’hypothèse, avec ces données, de l’antériorité des RS de l’économie puisque le questionnaire a été administré à des gens qui font déjà partie des filières au moment où il a été administré. L’analyse de la provenance de gymnase me paraît donc plus rigoureuse pour montrer l’existence d’un effet d’auto-sélection.