La question simple qui nous a originellement animés pourrait se résumer ainsi : que savent les étudiants de première année – de droit et de science politique – lorsqu’ils arrivent à l’université ? Quelles connaissances strictement politiques (au sens le plus courant du terme) détiennent-ils, qui puissent être mobilisées dans l’instant ? Laissons de côté pour l’heure la question de la nature de l’exercice de vérification (une expérimentation calquée sur le modèle de ce que les étudiants appellent une « interro ») ainsi que celle concernant le choix des indicateurs retenus pour tester cette compétence cognitive, et disons simplement qu’il s’agissait de tester les connaissances apparaissant indispensables à quiconque entend suivre les cursus de science politique ou de droit et plus généralement, pour quiconque entretient un rapport intéressé à la politique. À l’arrière plan, il s’agissait de progresser sur des problèmes pédagogiques, mais autant épistémologiques, plus spécifiques. Faut-il ainsi aborder de manière factuelle et descriptive ces faits comme ils se donnent à voir (dans la presse notamment) ou au contraire les incruster, après reconstruction dans une approche conceptuelle déjà ordonnée, à titre d’exemples et d’études de cas ? Cette question a fait l’objet de débats professionnels qui ne peuvent se réduire à une antériorité supposée, dans un cursus de science politique, du cours de « vie politique » sur celui de « sociologie politique » [2].

L’enquête était donc – et reste – destinée à alimenter le débat pédagogique. Mais les initiateurs de l’enquête et auteurs du présent article ont vite pris la mesure de l’impossibilité où ils étaient de séparer l’interrogation pédagogique de l’inquiétude méthodologique (un questionnaire permet-il d’accéder sans biais décisifs aux connaissances des enquêtés ?) et du problème sociologique (comment s’expriment et se distribuent les connaissances politiques, et sont-elles révélatrices d’une « compétence » politique ?). On serait tenté de dire, pour faire image, que les auteurs se sont trouvés dans la nécessité de faire un traitement secondaire de leur propre enquête, initiée et construite à d’autres fins. Mais toute exploitation d’enquêtes, y compris les siennes propres, ne progresse-t-elle pas toujours de traitements secondaires en traitements secondaires ?

L’enquête de l’Association des enseignants et chercheurs en science politique y appelait d’autant plus qu’elle permettait de réinvestir un terrain longtemps délaissé, et que la sociologie politique française commence seulement à réinvestir. La presse française, prise ici comme indicateur de ce qui pourrait être une préoccupation sociale partagée, montre combien est peu présente l’interrogation sur les connaissances politiques des citoyens. Le dépouillement [3] ne permet de localiser que quelques exemples [4]. Cette rareté s’explique aisément. Ce type d’interrogations n’a d’abord guère de demande solvable. Surtout, montrer explicitement l’inégalité des connaissances des citoyens peut être assimilable à un discours de méfiance à l’égard de l’égale compétence postulée par le suffrage universel comme technique et comme valeur (un homme, une voix, une opinion). La dénonciation d’une ignorance présumée des masses ou de l’aliénation populaire se heurte au tabou du principe démocratique et à l’évidence de l’autonomie de l’individu attestée par la démocratisation de l’enseignement et de l’accès aux médias. Travailler cet angle mort de la démocratie risquerait aussi de faire apparaître soit l’incapacité des journalistes à accroître le niveau de connaissances politiques des Français, soit le caractère potentiellement hasardeux de leurs explicitations lorsqu’ils commentent des sondages d’opinion sur des problèmes dont ils savent par ailleurs qu’ils sont mal maîtrisés cognitivement par les sondés (pour ne prendre qu’un exemple parmi tant d’autres, l’Europe [5]). Lorsque la « nullité » des Français est pointée et chiffrée dans la presse, la responsabilité est toute trouvée du côté des hommes politiques, et les références deviennent là surabondantes [6].

Plus curieusement, lorsque l’on se place sur le terrain de la recherche française dans ce domaine, c’est un long désintérêt que l’on doit constater. Alors que les interrogations américaines ne cessent de se multiplier, sur le terrain méthodologique (que mesurer ? comment mesurer ?), sur le plan de l’interprétation de la mesure (quel constat et quelles corrélations établir pour expliquer les performances cognitives des agents sociaux) ou dans un déplacement de l’objet (admettre l’incompétence cognitive tout en testant d’autres formes de compétences pratiques dans le rapport au politique) [7], le débat français s’est longtemps limité à quelques rares ouvrages et articles et à quelques polémiques incidentes. Dans Le cens caché [8] , Daniel Gaxie consacre le chapitre 2, « Compétence politique et politisation », à croiser la problématique de l’Amour de l’art de Pierre Bourdieu avec des données de sondage [9] et avec les classiques de la sociologie politique anglaise et américaine des années 1950 et 1960. Un article de Pascal Perrineau, déjà ancien [10], et abordant, lui aussi, cet aspect du rapport au politique, synthétise les rares résultats disponibles à partir de catégories utilisées dans les enquêtes américaines (connaissance des rôles, des structures, des événements). Plus récent, mais davantage consacré aux opinions qu’aux connaissances et peu inscrit dans les débats scientifiques actuels, un article vient d’être consacré à « L’immigration en France : connaissances et opinions des lycées de terminale » [11]. Ce temps du désintérêt est maintenant révolu, et c’est sur plusieurs fronts que la question de la compétence cognitive est abordée aujourd’hui dans la science politique française. Ce numéro de la Revue française de science politique l’atteste, comme les travaux entrepris par B. Cautrès et R. Luskin, déjà cités, ou les recherches cognitivistes encore inédites de Jean-Louis Marie.

Tout se passe comme si ce vieux débat à double fond s’était déployé sur deux autres terrains, en faisant l’impasse sur la question du cognitif dans le rapport au politique. On ne sait plus au juste ce que les Français savent ou ne savent pas sur ces sujets, mais après tout, peu importe, car, d’un point de vue normatif, une démocratie peut fort bien s’accommoder d’une masse de citoyens peu informés. Par ailleurs, du point de vue sociologique, qu’importe aussi les savoirs engrangés puisqu’il s’agit surtout de s’arrêter aux dimensions dites affectives des comportements (cela signifie-t-il qu’ils sont irrationnels ?). Quitte, dans les commentaires que l’on peut faire ici et là d’enquêtes par sondage, à inférer de toutes les réponses produites une égale maîtrise des questions posées.

Le débat s’est donc récemment déporté sur le terrain des méthodes où les « modèles de nature qualitative » [12] sont l’objet de vives polémiques. Il s’est aussi déplacé vers la réappropriation des plus récentes recherches américaines prenant acte d’un fait établi et cherchant à le contourner. S’il est avéré que les agents sociaux ont de faibles connaissances politiques, comment font-ils pour se tirer d’affaires quand ils sont confrontés au politique, comment se bricolent-ils une compétence pratique politique qui, pour n’être pas fondée sur des savoirs, n’a aucune raison d’être refoulée dans le purgatoire de l’émotionnel voire de l’irrationnel ? Il n’est cependant pas possible ici de confronter les « short cuts » (« raccourcis cognitifs »), les « likability heuristics » (qu’on suggère de rendre par « appréhension empathique »), les « political cues » (« signaux politiques »), la « spiral theory » ou autres « schemata » [13] aux analyses de P. Bourdieu ou de D. Gaxie et à celles qui les ont prolongées ou contestées en France [14]. Nous n’aborderons pas davantage la question, qui a fait l’objet d’une immense littérature hors de France, des liens entre connaissances politiques et formations des opinions, débat qui s’est aujourd’hui focalisé sur la question de la mesure de la « sophistication politique » [15]. Observons seulement que cette « sophistication politique » a été mesurée en utilisant les réponses apportées à des questions factuelles du même ordre que celles que nous avons posées. L’instrument de mesure est donc comparable et la confrontation ultérieure des résultats est ouverte, mais l’objet de cet article n’est certes pas de rouvrir toutes ces boîtes de Pandore.

L’article abordera successivement trois questions, celle des logiques de l’erreur, celle de la capacité d’un questionnaire à mesurer les connaissances, et celle de la distribution des connaissances selon les appartenances sociales. Si cet ordre d’exposition recouvre globalement la triple préoccupation qu’on a dite (pédagogique, méthodologique, sociologique), il n’interdira nullement les nombreuses interrogations croisées. On proposera auparavant une présentation d’ensemble de l’enquête.

Six questions ouvertes suivaient, dans lesquelles il était demandé aux enquêtés de définir des mots du vocabulaire politique (populisme, cohabitation, jacobinisme, social-démocratie, lobby, critères de convergence). Enfin, il leur était proposé d’inscrire sur un axe gauche-droite délimité en pointillés « les partis que vous connaissez ainsi que le nom de leur principal dirigeant ».

Dix-neuf questions de type socio-démographique (sexe, âge, profession des parents, cursus suivi, etc.) ou de type socio-politique (inscription sur les listes électorales, vote, lecture d’un journal, etc.) avaient été incluses en fin de questionnaire.

Nous sommes tentés, en présentant cette enquête, de parler d’étudiant, voire de candidat, plutôt que d’enquêté, tant on est proche d’une situation d’examen ou de test de connaissances. En effet, la « consigne » qui avait été donnée à nos correspondants était de faire passer ce questionnaire à leurs étudiants lors du premier cours en amphi ou du premier TD de l’année universitaire, durant une demi-heure. Il va de soi que, compte tenu de l’importance du dispositif mis en œuvre, ces « consignes » n’ont sans doute pas été respectées à la lettre, ni quant au moment de la passation ni quant à la durée de « l’épreuve ». On peut penser que, pour certains étudiants, le raccourcissement ou l’allongement d’une « épreuve » située lors de la première semaine ou durant le premier mois peuvent avoir eu des incidences.

En outre, ce questionnaire présente une double caractéristique qui en fait l’intérêt mais limite sa portée du point de vue de sa reproductibilité éventuelle. En effet, le questionnaire s’adresse à un public captif à qui l’on pose des questions de type scolaire, de celles qu’il pourra avoir à affronter (ou qu’il a déjà affrontées) dans son cursus. C’est ici que l’on demande au lecteur d’accepter les prémices méthodologiques des auteurs, que l’on peut résumer ainsi : on peut penser que la capacité à mobiliser rapidement des connaissances factuelles concernant les auteurs, les événements, les institutions et les productions de l’activité politique est un indicateur de quelque chose…, sans doute de la capacité scolaire des enquêtés, puisque la maîtrise de ces connaissances permet de supposer l’assimilation d’un stock de connaissances semblables portant sur les matières centrales enseignées dans ces cursus et d’une capacité à mémoriser et à être intéressé à la mémorisation de telles connaissances. Elle renvoie aussi, sans prendre les choses de l’université pour l’universalité des choses, aux bases de la « culture politique cognitive », de la « political sophistication », de la « connaissance politique phénoménologique » et de la « maîtrise des schèmes » permettant de construire et de comprendre le fonctionnement de l’espace politique. Si la maîtrise de ces connaissances doit pouvoir permettre aux « bons répondants » de réussir dans les matières auxquelles ils seront confrontés, elle est sans nul doute une condition sine qua non de cette gymnastique politique quotidienne qu’est la lecture des journaux. Cette maîtrise peut dont être considérée comme un indicateur d’une des voies d’accès possibles à la compétence politique, en tous les cas à celle qui est présumée par les commentaires politiques.

On voit dans cet exercice les limites mêmes de sa duplication. Sauf à rémunérer des « volontaires » comme ont pu le faire les expérimentateurs des sondages délibératifs [16], ou sauf à en imposer la charge éthiquement pénible aux enquêteurs des instituts de sondages (pour quelle demande solvable ?), l’usage massif d’un tel protocole semble devoir être réservé à un public captif ou à un échantillon spontané prédisposé à se prêter au jeu [17].

Il reste à établir que notre échantillon ne souffre pas de biais qui en invaliderait l’exploitation. On soulignera d’abord la taille inhabituelle de notre corpus (nous avons obtenu 10818 questionnaires remplis) d’où ont été extraits de manière aléatoire les 4090 questionnaires qui ont été codés et exploités. S’il est évident que nos étudiants en droit et science politique ne sont aucunement représentatifs des électeurs français, ni même des citoyens français dits « jeunes », ni même des étudiants français dans leur totalité, ils constituent une approximation satisfaisante, quoique tirée vers le haut du point de vue des performances observables, de la population potentielle des 85 000 étudiants de droit, d’AES et de science politique que nous aurions pu idéalement mobiliser [18]. Le tableau suivant le montre, qui met en parallèle sur quelques variables la structure de notre échantillon d’étudiants de première année et les statistiques ministérielles relatives aux étudiants en droit et science politique du 1er cycle (donc, première et seconde année) pour la France métropolitaine en 1997 [19]. Sauf s’agissant des étudiants dont le père est chef d’entreprise et ceux dont le père est chômeur, les écarts demeurent faibles. Pour différentes raisons, notre échantillon surreprésente les IEP (16 % des 4090 questionnaires exploités). Il comporte par ailleurs 5,5 % d’étudiants de Deug AES et 9,6 % d’étudiants d’autres cursus (IUT et Info-com de Bordeaux, étudiants d’économie de Pau suivant un cours commun avec les juristes). 70 % de l’échantillon est ainsi constitué par des étudiants de 1re année Deug Droit.

La première question demandait que soient identifiés, parmi les neuf noms de personnalités proposés, ceux qui avaient été premiers ministres sous la Cinquième République. Les neufs noms étaient, par ordre alphabétique, Édouard Balladur, Jacques Delors, Edgar Faure, Olivier Guichard, Jack Lang, Pierre Messmer, Georges Pompidou, Michel Rocard, Philippe Seguin. L’information demandée est globalement bien connue des étudiants. Nous avions d’ailleurs choisi d’ouvrir le questionnaire sur une question que nous supposions facile et qui pouvait mettre en confiance. De fait, la réponse exacte est connue à 99,1 % pour É. Balladur et à 94,8 % pour M. Rocard. Les étudiants savent aussi dans une forte proportion que Ph. Seguin (92,8 %), Olivier Guichard (90,8 %), J. Lang (89,9 %) et J. Delors (86,2 %) n’ont jamais été Premier ministre. Il demeure que l’ignorance symétrique que révèlent ces chiffres n’est pas négligeable : 12 % des étudiants croient que J. Delors a été Premier ministre et 8 % que J. Lang l’a été. Au total, presque 60 % de notre population donnent soient toutes les réponses exactes (ce qui, convenons-le, n’allait pas tout à fait de soi), soit huit réponses exactes assorties d’une seule erreur, soit fournissent uniquement des réponses justes mais s’abstiennent de donner une réponse une ou deux fois. La logique des erreurs qui subsistent ne paraît pas difficile à élucider. S’agissant de Georges Pompidou, dont 20,5 % pensent qu’il n’a pas été Premier ministre, on peut supposer que l’élection de Pompidou à la présidence de la République occulte dans leur esprit ses années antérieures à la tête du gouvernement. S’agissant d’Edgar Faure, dont 25,7 % d’étudiants disent qu’il a été Premier ministre, il y a probablement, au moins pour certains répondants, confusion entre la Quatrième et la Cinquième République. Pierre Messmer, second Premier ministre de G. Pompidou, est le plus mal connu, puisqu’un étudiant sur deux seulement sait qu’il a dirigé un gouvernement. Les non-réponses augmentent d’ailleurs de façon significative s’agissant des noms sans doute évoqués plus rapidement dans les cours de l’enseignement secondaire : Olivier Guichard (7 %), Pierre Messmer (6,9 %) et Edgar Faure (5 %).

La troisième question avait une structure identique. Huit réformes (brièvement dénommées) étaient proposées. Il s’agissait pour l’étudiant de dire si, oui ou non, elles avaient été décidées durant le premier septennat de François Mitterrand. Les trois réformes qui datent effectivement de cette période sont reconnues de manière inégale par les étudiants : 87 % s’agissant de l’abolition de la peine de mort, 71 % pour les lois de décentralisation et 64 % pour la retraite à 60 ans. Aucune autre des réformes proposées n’est attribuée majoritairement au premier septennat de Mitterrand, mais les taux d’erreurs sont significativement différents. Notre liste comportait deux des réformes-phares des débuts du septennat de Valéry Giscard d’Estaing, la légalisation de l’IVG et l’abaissement de la majorité à 18 ans. 32 % des étudiants d’aujourd’hui attribuent la légalisation de l’IVG à François Mitterrand, sans que l’on puisse dire si cela signifie que cette réforme est ressentie par un nombre significatif de répondants comme relevant d’une action de gauche, ou si cette légalisation est perçue comme récente et ne pouvant de ce fait être attribuée au lointain Giscard d’Estaing. 20 % des étudiants estiment que l’abaissement de l’âge de la majorité a été décidée après l’arrivée de la gauche au pouvoir en 1981. Il se trouve encore 14 % de répondants pour estimer que, durant le premier septennat de F. Mitterrand, il y a eu « suppression du Conseil économique et social » et 10 % « révocation du Concordat ». L’étrangeté de ces deux derniers items, dont on pensait qu’ils étaient peu crédibles, entraîne une envolée des prudentes non-réponses – respectivement de 15 et 16 % (s’agissant des autres items, les non-réponses varient entre 0,7 % sur l’abolition de la peine de mort à 8,5 % sur la retraite à 60 ans). La dernière réforme proposée fait problème : 32 % des étudiants estiment qu’il y a eu « interdiction des essais nucléaires » (66 % pensent le contraire). On est en présence des mêmes taux que ceux relatifs à la légalisation de l’IVG : une « réforme » consistant à « interdire les essais nucléaires » paraît donc à un tiers des étudiants susceptible d’être donnée à la gauche. Notre question était d’ailleurs elle-même discutable puisque, si François Mitterrand ne suspend pas les essais nucléaires français durant son premier septennat, il le fera ultérieurement, sans qu’on puisse bien sûr parler « d’interdiction » comme dans le libellé de la question.

La sixième question visait à tester la connaissance de la délimitation géographique de l’Union européenne. Dix pays étaient énumérés par ordre alphabétique et il s’agissait de dire si chacun des pays appartenait, oui ou non, à l’Union européenne. Il fallait entourer la réponse choisie. Il n’y avait pas de réponse prévue : « Ne sait pas ». Cette logique du oui ou non a été bien acceptée par les étudiants dont beaucoup ont coché sans états d’âme apparents toutes les cases. Les réponses exactes, ordonnées selon leur importance, ont été données dans les proportions suivantes :

Ces résultats se lisent aisément dans leur globalité. Pour les six premiers pays, les réponses positives et négatives sont de très bien à plutôt bien connues. Les étudiants excluent sans trop de mal de la liste les pays de l’Europe de l’Est et la Turquie. Ils placent sans difficulté l’Italie, qui appartient il est vrai au noyau initial des fondateurs de 1957. Ils situent justement la Grèce, adhérente en 1981, et le Danemark, pourtant membre plus ancien que la Grèce (1972). Les hésitations sont beaucoup plus grandes pour les pays suivants. La Suisse est dite membre de l’Union européenne par 21,5 % des étudiants (1,5 % ne répondent pas), ce qui peut paraître assez surprenant étant donnée la mise en valeur fréquente de la singularité de la Suisse au cœur de l’espace géographique de l’Union. La Finlande et l’Autriche, qui sont les adhérents les plus récents (1995), ne sont encore pas considérés comme membres de l’Union respectivement par un quart et un tiers de répondants. 30 % des étudiants croient que l’Autriche est hors de l’Union européenne [21]. On voit que, pour une part, l’ancienneté de l’appartenance à l’UE est corrélée à la connaissance de cette appartenance. Quant à la Norvège, l’erreur sur sa situation est considérable. Les étudiants considèrent probablement que tous les pays scandinaves sont dans l’Union européenne, et ils n’ont pas retenu le refus norvégien de 1972. Les réponses exactes sont, dans le cas de la Norvège, seulement de 39,5 %, une nette majorité (57,8 %) donnant la réponse fausse.

Les trois dernières questions cherchaient à évaluer la connaissance des résultats électoraux. L’une mobilisait une compétence en histoire politique française, puisqu’il s’agissait de choisir entre cinq propositions donnant le nombre de voix et le pourcentage des suffrages exprimés du Parti communiste aux élections législatives de novembre 1946 (on sait que c’est le score le plus élevé jamais obtenu par le PCF). Les réponses ont une structure en cloche familière s’agissant des QCM. La réponse exacte est connue d’exactement la moitié de notre population (50,2 %), ce que l’on appelle techniquement la « popularité observée » d’une réponse, son « attirance réelle » [22]. Cette « popularité » est confirmée par le fait que les deux réponses proposées de part et d’autre de la réponse « populaire » – exacte – sont fortement choisies, bien que l’une paraisse peu vraisemblable : 15,4 % des étudiants disent que le PCF a obtenu… 42,8 % des suffrages, et symétriquement, 15,2 % des étudiants pensent qu’il en a obtenu 16,1 %. Les autres réponses proposées ne sont que marginalement retenues.

Les deux questions suivantes (et dernières) demandaient, de manière volontairement vague, « quel pourcentage environ des suffrages exprimés » avaient obtenu aux dernières élections législatives de mai-juin 1997 le Parti communiste français et le Front national. Les étudiants devaient inscrire leur réponse dans deux fois deux cases et sans chiffres après la virgule. S’agissant des réponses concernant le PC, les étudiants pouvaient légitimement hésiter entre 9 et 10 %. Le chiffre officiel est 9,92 %, mais on sait qu’un tel chiffre n’a pas une signification aussi simple qu’on pourrait le croire puisque le PC n’a pas présenté à ces élections de candidats dans toutes les circonscriptions (il s’est abstenu dans 22 d’entre elles) : le parti lui-même a hautement proclamé qu’il dépassait les 10 % [23]. Les étudiants sont 18,8 % à avoir retenu ce chiffre de suffrages, 12,6 % attribuant au P.C. 9 % des voix. Ils ne sont donc qu’un petit tiers à avoir en tête la réponse exacte. L’examen de toutes les réponses montre d’abord que la perception commune tend à minimiser les résultats du Parti communiste : 31 % de notre population donne au PC moins qu’il n’a obtenu en réalité, et 26 % plus qu’il n’a eu. On constate par ailleurs sans surprise l’attraction de certains chiffres : 5 %, 12 %, 15 %. Les 20 % sont aussi attractifs, puisqu’il se trouve encore 3,8 % des étudiants à donner ce pourcentage de voix au PC, alors qu’ils ne sont que 0,3 % à lui donner 19 % et également 0,3 % à s’arrêter à 21 % (soit, à chaque fois, 13 étudiants sur 4090). Quant au Front national, on sait qu’il a obtenu au premier tour 15,25 % des suffrages exprimés en métropole, et 14,95 % en incluant ses résultats outre-mer. Le chiffre a été retenu, puisque 44 % des étudiants donnent 15 % au Front national et 8 % lui attribuent 14 %, soit pour ces deux chiffres 52 %. La donnée est donc beaucoup mieux connue que celle relative au PC. Curieusement, alors que l’intensité des débats autour des résultats du Front national aurait pu faire attendre l’inverse, les étudiants tendent à minimiser les résultats du FN : 27,3 % de notre population attribuent au FN moins de voix qu’il n’en a eues et 12,7 % davantage. Les chiffres attractifs sont ici sans surprise le 12 % et le 10 % (donnés respectivement par 6,5 % et 5,1 % d’étudiants). Il ne faut pas surinterpréter une telle réponse, mais y voir tout de même un déplacement à la baisse d’une sorte de curseur imaginaire.

Cette présentation préliminaire souffre évidemment d’être une simple lecture à plat de résultats globaux et fait abstraction des considérables problèmes statistiques que nous aborderons plus loin. Auparavant, nous explorerons les réponses que ne cadrait plus le mode de questionnement préformé.

Cohabitation : toutes les réponses, ici nombreuses (92,7 % de l’échantillon avance une définition), sont orientées vers une configuration politique. Les réponses exactes et plus ou moins raffinées politiquement ou institutionnellement représentent 80 % des réponses exprimées. Il faut compter aussi avec des réponses liées à la conjoncture (« Après la dissolution, ex. Chirac/Jospin, un président de droite et un premier ministre de gauche ») et quelques erreurs (« Un gouvernement de gauche et un exécutif de droite, un Premier ministre et une majorité pas de la même couleur politique », « Un gouvernement composé de deux partis politiques différents »). La référence à la cohabitation anciennement dite « juvénile » est rarissime.

Lobby : le terme se révèle peu intéressant à creuser puisque les réponses, quand elles existent (62,6 % de l’échantillon), sont en règle générale « justes », mais peu évocatrices. Rares sont les erreurs (confusion avec des groupements économiques) et fréquentes sont les réponses brèves (« groupe de pression »). Les réponses plus développées correspondent toutefois à une grosse minorité des réponses exprimées, elles dessinent une représentation de l’espace d’association auquel le terme a pu être raccroché dans les expériences socialisatrices des répondants. Rarement associé à syndicat, le terme renvoie fréquemment aux États-Unis (parfois même à certains groupes américains, routiers, détenteurs d’armes) et à un ensemble de groupes, financiers, économiques, homosexuels, écologiques, religieux (cf. « lobby juif » revenant plusieurs fois dans un sens vraisemblablement péjoratif).

Critères de convergence : derrière le taux finalement assez surprenant de répondants (40,9 %), outre un délicieux mais esseulé « quand deux aimants s’attirent », il faut aller repérer trois modalités inégalement représentées. Un premier groupe met en relation l’expression avec la monnaie unique et donne avec plus ou moins de précision lesdits critères. Un second groupe (un tiers des réponses exprimées) évoque l’Europe et Maastricht. Et un troisième groupe (un tiers aussi) cherche à répondre littéralement en parlant de « projets communs », ou « d’idées en accord », ou bien tente d’organiser une connaissance politique – dans un questionnaire perçu comme portant sur la politique – en évoquant « l’alliance de partis », un « point ou sujet sur lequel le gouvernement ou des partis convergent sur le même avis ». Une manière de rattacher cohabitation et critères de convergences…

Jacobinisme : il s’agit de l’expression qui, parmi les termes les plus savants de notre questionnaire, est la mieux maîtrisée. À partir du moment où ils répondent (37,6 % de répondants), les étudiants parviennent à cadrer la réponse puisque les hors sujets (« vient de Jacob », « juif », voire « Rabbi Jacob » !) et les simples paraphrases (« parti des Jacobins »), constituent seulement 12 % des réponses exprimées. Les erreurs, quant à elles (9,5 %), sont pour la plupart des ignorances « cultivées » puisqu’elles perçoivent le phénomène sous l’Ancien Régime, sous la Révolution, mais le placent du côté des conservateurs, opposés aux Montagnards ou aux partisans de la Révolution. À l’autre extrémité, les réponses que l’on peut étiqueter « complètes » (renvoyant à la fois à l’usage révolutionnaire et à l’usage politique actuel du terme – référence au centralisme, à la centralisation – sont plus nombreuses que pour les autres questions (14 % des réponses exprimées) et sont accompagnées d’un nombre également très important (40,4 %) de réponses incomplètes, mais bien identifiables (soit un élément historique, soit une référence contemporaine). Dans l’entre deux, le repérage est flou, plus approximatif, s’adossant à des vestiges mémoriels renvoyant à violence, club, terreur, révolution, radical, peuple, républicain, gauche, doctrine ou mouvement politique… Il est vraisemblable que ce succès (tout relatif) est dû au fait que, contrairement à tous les autres termes, le mot jacobinisme soit le plus scolaire et ait été l’objet d’un apprentissage répété tout au long des années de lycée.

Populisme : non seulement peu de répondants se laissent aller à définir cet item (30,3 %) mais rares sont ceux qui parviennent clairement à circonscrire une définition. Quelques réponses tirent vers des emplois peu courants actuellement – soit dans la littérature et le cinéma, soit comme doctrine de gauche avec référence à « communisme », « 1936 », « prolétaire », « socialisme » – ou recherchent du côté du « populationnisme » le noyau dur de la définition, quand elles ne se contentent pas de s’appuyer sur peuple pour y découvrir du populaire. Les références personnalisées à des cas non-européens sont assez rares, rarissimes (populistes américains, latino-américains ou narodnikis russes) ou plus fréquentes, mais pas toutes contemporaines quand il s’agit d’exemples européens : Le Pen certes, et Tapie encore, mais aussi Hitler, Mussolini ou Boulanger. Ce qui apparaît le plus intéressant dans ces réponses (qu’elles soient « bonnes » ou « approximatives ») est le chaînage qu’elles établissent à la manière d’un dictionnaire de synonymes entre les masses, la foule, le peuple (beaucoup plus rarement les classes moyennes) et un certain nombre d’autres mots : « démagogique », « simpliste », « irréalisable », « flatterie », « passions », « misérabilisme », « crédulité », « franc-parler », « petits », « primaire », « simplificateur », « extrémiste », « autoritaire », « séduction », « mensonge », « affabulation », « basses classes », « caricatural », « bas instincts », « plaire », « promesses », « charisme », « facilité », « manichéen ».

Social-démocratie : travailler sur le terme « social-démocratie » (pour lequel 30,5 % de l’échantillon tentent une réponse) permet d’aller au-delà et d’appréhender tout à la fois les formes du savoir et les logiques de l’erreur. Le nombre de réponses exactes reste très minoritaire. Si l’on admet qu’une définition minimale de ce terme peut et doit renvoyer à un type de parti et à un type de régime, rares sont ceux qui parviennent à réunir ces deux éléments dans leur réponse. Le gros des répondants s’adonne à une paraphrase jouant sur les mots de démocratie (donc peuple, élection, liberté) et de social (gauche, aide, protection, solidarité). À un degré supérieur de précision, apparaissent les références au compromis, à l’État-Providence, à la gauche modérée, au centre gauche et aux partis, pays et personnes auxquels le terme fait penser et peut renvoyer. Le SPD survient alors, et l’Allemagne, beaucoup plus que la Scandinavie, fait figure de référence. Il est en effet intéressant de noter que l’association à l’Allemagne est faite dans près d’une centaine de cas sur les 421 réponses s’essayant, ne serait-ce qu’en un mot, à tenter de définir la notion, soit un quart des répondants à cet item.

Cette référence à l’Allemagne permet d’entrer tout à la fois dans cette zone de connaissance approximative (on sait que la social-démocratie « ça a à voir » avec l’Allemagne) mais aussi dans cette zone proche d’ignorance approximative qu’une notation brutale et scolaire rejetterait de l’autre côté de la ligne magique de la « bonne réponse », mais qu’une analyse en terme de logique de l’erreur peut permettre de comprendre.

Dans cette zone floue de connaissances (mal maîtrisées, zappées ?) qui n’ont à s’actualiser et à s’individualiser que dans des situations d’interrogation ou d’interrogatoire [24], les schèmes renvoient à des « connaissances » fausses. Si, dans quelques cas, le fil allemand est suivi avec sûreté, voire avec virtuosité (Michel Albert et le capitalisme rhénan, Bernstein et Kautsky et la querelle du révisionnisme, Bad Godesberg malencontreusement orthographié Bad Wartenberg…), il est le plus souvent tissé dans deux directions finalement dotées d’une certaine logique. La piste Kohl apparaît ainsi avec ses corrélats de la gauche chrétienne, voire du centre droit et ses prolongements vers l’UDF. Ici, la mise en série des questionnaires permet de mettre en rapport par association ce qu’une « correction scolaire » aurait rejeté dans l’erreur pure et simple. Elle introduit aussi à une sociologie du bricolage cognitif que certains travaux américains cités plus haut ont commencé à inventorier à partir de l’observation ou de la reconstitution de situations dans lesquelles les connaissances sont réactivées ou retravaillées en commun avec aide et/ou sanction du groupe [25].

La piste allemande renvoie aussi (de manière très minoritaire certes, parmi les répondants à cette question) au nazisme, à Hitler, voire, de manière laconique, à un parti allemand d’avant la seconde guerre mondiale. L’amalgame cognitif réalisé ici dénote sans doute des mécanismes plus subtils et difficiles à décrypter puisque l’immense majorité de ce (petit groupe) de répondants (« social-démocratie = nazis ») est aux marges de la non-réponse. Dans la plupart des cas, ceux qui font cette assimilation ne répondent d’ailleurs pas aux items populisme et jacobinisme mais acceptent ici d’oser une réponse qui n’est pas totalement au hasard mais, pour reprendre une métaphore militaire, dont les lignes de ravitaillement sont très étirées. On peut seulement dire qu’au moins, ils connaissent l’existence de Hitler ou du nazisme, mais de quelle manière ces références peuvent-elles faire sens dans un cours où l’on omettrait de redonner posément des définitions élémentaires ?

Le second type d’erreur intéressant, ou du moins de décentrage concernant la social-démocratie, évoque son assimilation au communisme. Non pas sous ces trois versions cultivées que peuvent être une dénonciation de droite (la social-démocratie antichambre du collectivisme), une analyse érudite d’histoire des idées (les partis sociaux-démocrates d’avant-guerre comme ancêtres des partis communistes) ou une diatribe léniniste (la social-démocratie fossoyeur de la classe ouvrière). Il s’agit au contraire ici d’une réutilisation de l’actualité récente que les quelques répondants, situant à l’Est la social-démocratie, bricolent au regard soit d’une confusion (communisme = social-démocratie), soit d’une restriction savante (social-démocratie = anciens communistes reconvertis en partis socialistes démocrates).

Il est vraisemblable que, comme dans beaucoup de situations sociales, l’exposition momentanée à des messages informatifs peut apporter des formes parfois étonnantes de connaissances embryonnaires. Dans les quelques réponses mettant en équivalence social-démocratie = parti politique américain, faut-il ne voir qu’un glissement de démocrate à social-démocratie (il y a démocrate dans les deux), ou de manière beaucoup plus sinueuse, un écho des tentatives de rapprochement de part et d’autre de l’Atlantique des réformateurs démocrates autour de Bill Clinton et de Tony Blair ?

On ne peut que difficilement, avec un tel matériel, aller plus loin. L’analyse permet toutefois d’interroger ces frontières rarement questionnées dans les enquêtes quantitatives, couperets qui expulsent vers l’en-dehors, les « ne sait pas » ou les « non-réponses ». Et cette remarque vaut dans les deux sens. Car si parfois on ne sait strictement rien, il est aussi des cas dans lesquels l’hésitation à répondre ou à ne pas répondre pourrait faire l’objet d’une investigation qui permettrait de rouvrir le dossier de l’analyse des « sans-opinion » (faudrait-il parler de « sous-opinions ? »), ici des « sans connaissances » déclarées. Ainsi, cette étudiante bordelaise répondant en diagonale aux items proposés : « Je ne marque rien pour éviter de dire n’importe quoi ».

Là encore, il importe en premier lieu de souligner que toutes les questions n’ont pas le même statut quant à la possibilité et à l’intérêt d’y répondre au hasard. Plusieurs de nos questions adoptaient la forme du « QCM » en proposant cinq réponses possibles, une seule étant exacte. Répondre au hasard est dans ces cas une stratégie contre-productive, la plupart de ceux qui ne savent pas essaient de trouver la bonne réponse en cherchant à deviner la plus vraisemblable. La probabilité qu’une réponse donnée entièrement au hasard soit juste est de un cinquième. Si les étudiants « jouaient » tous au hasard, les % tendraient vers 20 % pour chacune des réponses proposées. L’on en est fort loin, puisque les réponses justes sont respectivement données pour les quatre questions adoptant cette forme par 66,4 %, 76,4 %, 56,5 % et 50,2 % de notre population [29]. Si l’on suppose que, sur nos 4 090 répondants, un quart donne une réponse au hasard, cela implique seulement de considérer que nos pourcentages ne sont significatifs qu’à 5 % près [30]. Or, les écarts enregistrés sont très supérieurs à 5 %. Retenons de ce calcul sommaire – c’est d’ailleurs une règle générale pour tout questionnaire de ce type – que tout pourcentage doit être assorti mentalement d’un « plus ou moins 2 à 3 % ».

D’autres structures de questions permettent aux répondants de miser sur le hasard d’une manière qui autorise des calculs beaucoup plus précis et conduit, selon nous, à des observations décisives. Soit une question de structure apparemment simple comme la question suivante :

Pouvez-vous dire si Alexis de Tocqueville a écrit (plusieurs réponses possibles) :

Les attentes des auteurs du questionnaire sont aisément perçues par ceux qui ont une pratique minimale des enquêtes : les répondants doivent normalement, en face de chaque titre, entourer le chiffre 1 ou le chiffre 2. On ne leur offre pas la possibilité de noter explicitement qu’ils ne savent pas : si c’est le cas, ils doivent s’abstenir et n’entourer ni le 1 ni le 2.

Le dépouillement manuel d’une liasse significative de questionnaires montre vite que la question génère en fait trois attitudes de la part du répondant, et oblige à un codage plus fin et méthodologiquement plus problématique. De surcroît, un deuxième effet de questionnaire se superpose au premier et en renforce les conséquences.

Le premier effet tient à la manière, toute pratique, de porter la réponse en entourant le chiffre choisi. Écartons d’abord les quelques étudiants qui sautent l’ensemble de la question et ne donnent aucune réponse. C’est la seule de nos questions fermées pour laquelle cette réaction est notable, ce qui indique que la question a sans doute été perçue comme difficile : il est probable que certains étudiants n’avaient guère entendu précédemment le nom d’Alexis de Tocqueville. Mais ceux qui donnent des réponses le font de deux manières différentes. Un premier groupe, pour les deux tiers environ de l’ensemble, se conforme à ce que l’on attendait : les répondants entourent la réponse 1 ou la réponse 2 pour tous ou presque tous les titres proposés. S’ils n’entourent aucun chiffre, cela signifient évidemment qu’ils ne savent pas. Le deuxième groupe, un tiers des répondants, procède autrement : seuls les chiffres 1 correspondant au oui sont entourés. Il y a par exemple un 1 entouré en face de De la démocratie en Amérique, ou bien deux 1 convenablement entourés devant les deux bons titres. En ce cas, on peut légitimement considérer que l’étudiant répondait implicitement « non » quant à l’attribution des autres titres à Tocqueville. Il ne juge pas nécessaire d’entourer symétriquement les réponses non. On voit que, s’agissant du codage ultérieur, l’absence d’un chiffre entouré a deux significations différentes : là où il n’y a que des oui cochés, l’absence de réponse doit être codée non. Là où des oui et des non sont cochés, l’absence de réponse doit être codée « ne sait pas ». Cette analyse nous paraît confirmée par cet autre constat qui n’allait pas nécessairement de soi : aucun questionnaire ne procède à l’inverse, avec seulement un ou deux « non » cochés, laissant entendre par défaut que les autres réponses sont oui. Il n’y a pas symétrie entre le oui et le non. On dira, dans un instant, les conséquences statistiques qu’entraîne cette dualité dans la forme des réponses.

Il faut signaler, en effet, auparavant un autre élément qui a des effets statistiques complémentaires. La structure même du champ des réponses induit presque mécaniquement l’idée que le nombre de livres à attribuer à Tocqueville est de un, deux ou trois, avec la forte présomption que ce soit deux, ce qui est un curieux implicite formel d’une question de ce type : sept titres sont proposés, les répondants estiment en moyenne que deux seulement conviennent. Un pointage montre qu’aucun étudiant n’a attribué plus de trois titres à Tocqueville (il y a donc toujours au moins quatre « non » ou non-réponses) et que le plus grand nombre se porte sur deux réponses positives.

Le résultat cumulé des deux effets que nous venons de décrire est que l’instrument de mesure utilisé – notre question sous la forme que nous lui avions donnée – produit nécessairement un nombre minimum de réponses justes. Un étudiant qui attribue à Tocqueville De la démocratie en Amérique et L’État et la Révolution, et ne coche rien d’autre, a déjà une bonne réponse et une réponse fausse. Pour les autres livres, il aura une mauvaise réponse (puisqu’on en déduit qu’il répond non face au titre L’Ancien Régime et la Révolution) et quatre bonnes réponses (les autres non). Son score est donc de cinq réponses justes et deux fausses. Même s’il n’a inscrit qu’un oui face à L’État et la Révolution, il conservera par défaut quatre réponses justes et seulement trois fausses. Le cas relativement fréquent d’un seul oui face à De la démocratie en Amérique signifie au codage six réponses justes et une fausse…

Ces longues explications étaient indispensables pour interpréter les résultats globaux de cette question. Pour l’ensemble de l’échantillon, seulement 58,5 % des répondants donnent à Tocqueville De la démocratie en Amérique et 40 % la lui refusent. L’écart entre la réponse juste et la réponse fausse s’amenuise en première année du Deug-Droit et du Deug-AES (53,8 % contre 44,6 %) [31]. À l’inverse, dans les IEP, l’attribution du livre à Tocqueville passe à 90 %, et culmine à 95 % à l’Institut d’études politiques de Paris. L’alliance fameuse des termes (La démocratie en Amérique) du maître-livre de Tocqueville reste tout de même assez évocatrice pour que d’autres titres proposés soient rejetés par un nombre significatif de notre population. C’est le cas des ouvrages suivants : De la capacité politique des classes ouvrières, Considérations sur la France, Les origines de la France contemporaine, Esquisse d’un tableau historique de l’esprit humain. Pour chacun de ces quatre titres, la réponse « non » est remarquablement constante : 85,2 %, 83,6 %, 83,3 %, 83,9 %. Ces pourcentages élevés ne sont pas mystérieux, puisque nos développements précédents ont établi qu’il existait une « prime » au « non » dans cette question, de par la structure même du questionnement. Plus précisément, on démontre aisément que les chiffres des réponses oui pour les quatre livres (13 %, 12,2 %, 13,3 %, 13,3 %) sont des réponses au hasard données par la moitié de la population. Il y a en effet 7 items, et sur ces sept, l’un (La démocratie en Amérique) est choisi par un étudiant sur deux. Puisque deux réponses sont en moyenne données, si la deuxième réponse était totalement fournie au hasard, les six autres items seraient choisis pour chacun d’eux par un quart de la population [32]. Or, nous n’enregistrons pas 25 %, mais 13 % : on peut donc supposer que la moitié des étudiants rejette les quatre titres à bon escient et que l’autre moitié a réparti sa seconde réponse au hasard. Moins d’ailleurs De la démocratie en Amérique est choisie (par exemple, par les étudiants d’AES) et plus les autres réponses se rapprochent des 25 % prédits [33].

Cette première démonstration doit être complétée par une seconde, plus générale et plus décisive encore. Nous venons de montrer que la stratégie de la réponse au hasard est relativement « payante » pour notre question 7, si du moins elle est conjuguée avec l’intuition qu’il y a seulement deux réponses justes sur les sept proposées. Peut-on étendre ce mode de raisonnement et comparer systématiquement nos résultats effectifs aux résultats qui seraient issus de réponses purement aléatoires ? Ce ne serait pas la bonne voie. On ne peut cependant nier que certaines réponses puissent être données au hasard. Il faut donc trouver le mode d’analyse permettant de travailler quantitativement dans une telle situation.

Revenons à l’exemple de notre première question, qui aligne neuf noms d’hommes politiques en face desquels il faut répondre par oui ou par non selon qu’on pense qu’ils ont ou non été Premier ministre. Dans l’hypothèse où toutes les réponses seraient données au hasard, la probabilité de donner les neuf bonnes réponses serait de 2 puissance 9, soit une chance sur 512. Si l’on rapporte cette probabilité à notre population, si nos 4 090 étudiants jouaient toutes les réponses aux dés, huit étudiants seulement trouveraient toutes les bonnes réponses (0,2 %) : ils sont, en fait, 924 à le faire, soit 24 % ! Mais ce raisonnement n’est pas très fécond, car trop mécanique. Il faut en réalité réfléchir à nos données en construisant un modèle mixte. Dans notre population d’étudiants, un nombre significatif de personnes n’a nul besoin du hasard car en possession de toutes, ou presque toutes, les bonnes réponses. À l’autre extrême, une petite frange de population ne connaît qu’une ou deux réponses évidentes, et « joue » au hasard pour le reste. Entre les deux, l’immense majorité ne joue au hasard (ou à l’intuition) qu’une partie des réponses, les autres étant connues [34]. Envisagé en ces termes, le modèle est parfaitement quantifiable.

Il suffit de construire un modèle ayant la forme suivante :

Le problème consiste alors à déterminer les valeurs de x, y et z de telle manière que les résultats prédits par le modèle se rapprochent au plus près des résultats effectifs de l’enquête. On voit l’importance de l’enjeu. Il ne s’agit plus de dire que certaines des réponses justes sont données par hasard, il s’agit de déduire de la structure même des stratégies de réponse le nombre des réponses justes trouvées par hasard.

Sans pousser le calcul très loin et pour s’en tenir à des chiffres « ronds », qui restent donc des ordres de grandeur, on vérifiera que, s’agissant de la question dont nous traitons, le modèle permet d’estimer que :

20 % des étudiants (soit 818) connaissent toutes les bonnes réponses.

75 % des étudiants (soit 3 068) connaissent six réponses et répondent trois fois au hasard. De ce fait, 1/8e des répondants donneront toutes les bonnes réponses (soit 384 individus), 3/8e donneront huit bonnes réponses (1 150), 3/8e donnera sept bonnes réponses (1 150 de nouveau) et 1/8e six bonnes réponses (384).

5 % des étudiants (204) ne connaissent qu’une ou deux réponses : par le jeu seul du hasard, aucun d’entre eux ne parvient à trouver plus de cinq réponses justes [35].

Ce simple modèle, rapporté à nos 4 090 répondants, permet d’écrire le tableau suivant :

Tableau 1
Effectifs réels et effectifs modélisés des étudiants donnant n réponses justes à une question

Deux enseignements de ce tableau doivent être soulignés. D’une part, le modèle est dans l’ensemble excellemment prédictif : nous pouvons considérer que nous mesurons de manière satisfaisante le taux des réponses données au hasard (trois réponses produites de manière aléatoire par les trois quarts de notre population). Établir un tel ordre de grandeur ne paraissait nullement, au départ, aller de soi. Il reste – et ce sera la seconde remarque – qu’un écart entre le pourcentage prévu et le pourcentage réel dépasse la différence acceptable entre le modèle et la réalité : il concerne le groupe qui fournit huit réponses justes (28,1 % pourcentage prévu, 36,8 % pourcentage réel). Cet écart indique que notre modèle est un peu pessimiste sur les connaissances supposées des répondants : un peu plus d’étudiants que ne le prévoit le modèle connaissent les bonnes réponses, un peu moins répondent au hasard. Pour obtenir un résultat plus conforme à la réalité, il faut tester des valeurs légèrement différentes de x, y et z : chacun pourra s’y essayer et l’on n’alourdira pas ici la démonstration [36].

Ces considérations et calculs, sans doute un peu rébarbatifs, nous paraissent emporter des conclusions importantes.

1. On espère avoir montré que, dans un questionnaire comme le nôtre portant sur des connaissances – qui sont justes ou fausses –, il est indispensable de mesurer question par question les effets des réponses données au hasard. Le problème demande de l’attention parce que, selon la structure des questions et les modalités du recueil des réponses, le nombre de « faux positifs » (la réponse juste est donnée, mais par hasard, elle n’est pas en réalité connue) peut être très faible – quelques pour cent –, notable ou considérable. S’agissant des quatre œuvres qui sont refusées à Tocqueville, nous avons établi qu’alors que la moitié de l’échantillon ne connaissait pas la réponse, la réponse exacte par défaut apparaît dans le résultat final avec un score qui oscille autour de 84 % ! La commodité du questionnaire aux fins d’une évaluation de masse des connaissances montre là une considérable limite [37]. Elle est inhérente au questionnaire en ce sens que vouloir l’éliminer tout en gardant la forme questionnaire rendrait celui-ci très difficile à administrer dans des conditions normales. On se gardera cependant de la position maximaliste qui consisterait à récuser pour cette raison tout questionnaire à choix multiples, puisque, d’une part, on l’a vu, on peut estimer la proportion des réponses données au hasard, et que d’autre part, l’approximation et l’à-peu-près sont aussi des éléments à prendre en compte dans l’évaluation des performances cognitives en matière politique.

2. Nous suggérons que pour les questionnaires auto-administrés (c’était le cas du nôtre), même lorsqu’il s’agit d’opinions et non de connaissances, il est toujours utile de prendre en considération le fait que certains répondants fournissent certaines réponses de manière aléatoire [38]. Qui n’a pas, face à un questionnaire d’opinion qu’il se résout à remplir, coché une case approximativement parce qu’il fallait bien en cocher une, voire s’est trompé de case par distraction ou parce que la disposition typographique prêtait à confusion ? Dans ce domaine, les modes de calculs usuels, qui consistent à comparer les réponses enregistrées à une matrice théorique de réponses toutes aléatoires (par l’hypothèse généralisée d’indépendance des variables) ne nous paraît pas répondre à cette question spécifique. Une modélisation du comportement aléatoire de certains répondants seulement nous paraît plus appropriée et d’ailleurs, en ce cas, complémentaire.

3. Le seul moyen de minimiser les effets du hasard dans l’exploitation de la présente enquête est de travailler uniquement sur les réponses justes. Même dans ce cas, les réponses au hasard ne sont pas éliminées, leur importance varie selon les questions et elle atteint parfois des chiffres, en première analyse, impressionnants : ainsi un tiers de la population qui donne toutes les bonnes réponses, si l’on suit notre modélisation de la question 1, n’obtient ce résultat que par chance. Ne surinterprétons cependant pas ce tiers qui pourrait paraître dirimant : ce tiers-là n’est dans cette situation favorable que parce qu’il détenait la connaissance assurée de six réponses sur neuf, ce qui n’est déjà pas si mal… Mais on ne peut, pour autant, travailler sur l’ensemble des étudiants qui connaissent six réponses justes (et non pas seulement sur ce « tiers » chanceux qu’on vient d’évoquer) : le fait que ces étudiants donnent au hasard les trois autres réponses interdit de les isoler dans l’enquête. Lorsqu’il s’agit d’interpréter des tris, on n’a évidemment aucun moyen de distinguer ceux qui ont joué aux dés deux ou trois réponses et sont tombés juste de ceux qui connaissaient effectivement toutes les réponses. Dans la suite de ce texte, nous ferons donc systématiquement les calculs par question sur la seule population qui donne toutes, ou presque toutes, les réponses justes.

Sur cette base, nous avons constitué dix groupes homogènes. Ils ont été composés de deux manières. Nous avons, d’une part, exploité l’hypothèse, au vrai, pas très aventurée, que là où le père et la mère ont la même profession ou, du moins, sont vus comme appartenant à une même catégorie socioprofessionnelle, les effets sociaux pourraient apparaître avec une plus grande visibilité statistique. Il y a, par exemple, dans notre population 118 étudiants (sur 4090, soit presque 3 %) dont le père et la mère sont enseignants ; il y en 213 (plus de 5 %) dont le père et la mère sont employés, il y en a 307 (7,5 %) dont le père et la mère sont chefs d’entreprise, cadres supérieurs ou exercent une profession libérale. Nous savons évidemment que ces dénominations uniques [40] cachent des situations fort différentes, mais cette différence est sans doute atténuée au sein de chacune de nos catégories du fait de l’âge : il ne faut pas perdre de vue que nos répondants ayant pour la plupart entre 18 et 20 ans, leurs parents ont au minimum de 40 à 45 ans, ce qui a probablement un effet d’homogénéisation au sein de chaque groupe. Cinq de nos dix groupes sont ainsi endogamiques ou quasi-endogamiques. Pour les cinq autres, les situations du père et de la mère sont différentes selon les modalités suivantes : dans deux cas, la mère est au foyer (alors que le père est, pour un de nos groupes, chef d’entreprise, cadre supérieur ou exerce une profession libérale et, pour l’autre groupe, ouvrier ou employé) ; dans un cas, la mère est enseignante alors que le père est chef d’entreprise, cadre supérieur ou exerce une profession libérale, et dans les derniers cas, la mère est cadre moyen là où le père est chef d’entreprise, cadre supérieur ou exerce une profession libérale, et enfin la mère est employée alors que le père est cadre moyen.

La composition et l’effectif de nos dix groupes figurent dans le tableau 2 où nos données sont rassemblées. Deux remarques suffiront pour achever de les caractériser. D’une part, l’effectif total de ces dix groupes est de 2 034, soit exactement la moitié de notre population (49,7 %). Statistiquement, nos traitements sont donc assurés d’une validité satisfaisante. D’autre part, sans que l’on puisse développer ce propos, l’importance des effectifs de ces groupes homogènes ou quasi-homogènes confirme ce que l’on sait du « choix du conjoint » et de la part persistante en France de l’endogamie sociale.

Rappelons que le tableau 2, conformément aux conclusions de la section précédente, retient seulement les pourcentages de l’effectif de chaque groupe ayant donné ou la bonne solution à la question posée, ou toutes les réponses exactes dans le cas des questions à items multiples (avec une tolérance pour une seule non-réponse par question). Même si, on l’a longuement montré, certaines de ces réponses exactes ont été données au hasard, l’exigence de « compétence » reste, en ce cas, forte, gage de la validité statistique des conclusions. L’exigence est en tout cas la plus grande possible s’agissant d’un questionnaire de cette nature.

Tableau 2
Pourcentage des individus donnant les réponses justes à chaque question [41] par groupes sociaux homogènes, et rang de classement par question [42]

Les questions mettent en évidence de manière très différente les écarts supposés de connaissances selon les groupes sociaux. L’écart entre le groupe ayant le taux le plus élevé de connaissances (c’est-à-dire dont un plus grand pourcentage de membres donne toutes les bonnes réponses) et le groupe ayant le taux le plus faible varie considérablement selon les questions. Les propriétés de différenciation des questions doivent donc être, dans un premier temps, examinées : on voit vite que des mécanismes distincts et bien isolables sont à l’œuvre. On va en donner trois exemples.

Soit l’appartenance ou non de dix pays à l’Union européenne. Les réponses données par les deux groupes extrêmes et les écarts sont les suivants (on a classé les pays dans l’ordre décroissant du score supérieur) :

Deux enseignements sont saillants. D’une part, les items sont très inégalement discriminants. L’écart entre les scores demeure faible s’agissant de l’Italie, de la Finlande, de la Grèce, du Danemark et de la Bulgarie. Il devient considérable (de 18 à 21 points) pour la Suisse, l’Autriche et la Norvège. Mais surtout, à une exception près (celui de la Finlande), l’écart croit de manière presque linéaire de la gauche à la droite du tableau. Sur cette question, moins la réponse exacte est en moyenne connue et plus l’écart entre groupes sociaux se creuse. 51 % du groupe le mieux informé sait que la Norvège n’est pas dans l’Union européenne contre 30 % seulement du groupe le moins bien informé [43].

On ne peut malheureusement pas faire une loi de ce constat et penser que les écarts de connaissance entre les groupes sociaux croissent en même temps que la difficulté moyenne des questions. Reprenons nos questions 2, 4, 5, 8, 9 et 10 (les six questions qui ne comportent qu’une réponse). Les écarts observés entre le groupe le plus « sachant » et les moins « sachant » sont les suivants (ils figurent déjà dans le tableau 2) :

À une exception près, les écarts sont ici remarquablement groupés, alors que les taux supérieurs de réponses exactes vont de 91 % à 43 % et les taux inférieurs de 69 % à 21 %. Les questions sont ici toutes également discriminantes alors même que les réponses sont pour certaines plutôt bien connues et pour d’autres largement ignorées.

Mais une relation encore différente entre diffusion moyenne d’une connaissance et distance entre groupes sociaux peut être observée. Notre question sur l’attribution ou non de réformes au premier septennat de François Mitterrand en fournit l’illustration.

L’écart adopte ici plutôt la forme d’une courbe en cloche : il est relativement faible aux deux extrémités du tableau, il augmente sensiblement [44] au centre du tableau. Les questions bien connues et les questions mal connues différencient moins les groupes sociaux, dans ce cas, que les questions moyennement connues [45].

Reconnaissons que ces résultats posent plus de questions qu’ils n’en résolvent : mais n’est-ce pas là le propre et le charme des enquêtes empiriques ? Pour certains groupes de questions, moins les réponses sont communément partagées et plus se creusent les écarts sociaux. Pour d’autres questions, les écarts entre groupes restent stables quelle que soit la difficulté apparente de la question. Pour d’autres questions enfin, les écarts se restreignent aux deux extrémités du continuum et s’accroissent dans la partie médiane. Un tel constat appelle des recherches ultérieures situées du côté des questions et des objets sociaux qu’elles évoquent, certains socialement mieux partagés que d’autres, selon une logique qui reste à déchiffrer. Mais un tel résultat ne doit pas occulter le fait qui demeure au-delà déterminant, et auquel nous consacrerons une dernière brève partie : les rangs où se situe, dans le tableau 2, chacun des groupes sociaux reste proche quelle que soit la question. Ainsi, le groupe qui est au huitième rang est à ce même huitième rang pour sept questions sur 10, le groupe qui est au dixième rang est au 10e rang pour quatre questions et au 9e rang pour quatre autres… C’est donc la structure du savoir dans son ensemble, telle du moins qu’un questionnaire de cette nature le saisit, qui distingue les groupes sociaux.

On n’entreprendra évidemment pas d’égrener les raisons bien connues expliquant pourquoi les compétences scolaires sont si évidemment corrélées à la position sociale. Notre enquête permet d’en confirmer d’autres aspects, et elle montre, par exemple, la corrélation avec les études suivies, ayant ou non une sélection à l’entrée. Le tableau suivant donne pour chacun de nos dix groupes, avec leur rang dans le tableau 1, le pourcentage des étudiants des IEP et celui des étudiants de Deug-Droit. L’éc