Notes

^1.

Pour autant que nous le sachions, l'Australie est le seul autre pays qui a suivi des élèves ayant participé au PISA à l'âge de 15 ans en se servant d'enquêtes longitudinales. Le programme des Longitudinal Surveys of Australian Youth (LSAY) a suivi la cohorte du PISA de 2003, tandis que les enquêtes canadienne et suisse ont suivi la cohorte du PISA de 2000. Ces dernières enquêtes ont donc suivi les cohortes pendant trois années de plus que le programme des LSAY.

^2.

Il s'agit d'un résultat corrigé, une fois contrôlées les autres variables, comme la scolarité des parents, les notes au secondaire et le sexe.

^3.

Les scores en lecture du PISA ont permis beaucoup mieux que les autres variables, comme les notes autodéclarées au secondaire et la scolarité des parents, de faire une distinction entre ceux qui fréquentent l'université et ceux qui ne le font pas (OCDE, 2010b).

^4.

Les scores en lecture, mathématiques et sciences du PISA ont servi comme mesure des résultats scolaires. En Suisse, les élèves immigrants de la première et de la deuxième génération ont eu des scores au PISA significativement plus faibles en moyenne que les élèves dont les parents sont nés en Suisse (OCDE, 2001). Une étude suisse a permis de déterminer que l'origine sociale représentait l'un des facteurs les plus importants de la différence entre les scores au PISA des enfants issus et non issus de familles d'immigrants (Coradi Vellacott et Wolter, 2002). Meunier (2011) a déterminé que, pour la Suisse, les différences qui existent entre les caractéristiques individuelles, entre les antécédents familiaux et entre les caractéristiques scolaires pourraient être à l'origine de la majorité de l'écart entre les scores de compétences en lecture du PISA des élèves de la première et de la deuxième génération, d'une part, et des élèves dont les parents sont nés en Suisse, d'autre part. Une étude fondée sur les scores au test de lecture du PISA de 2003 a conclu que la prise en compte de la différence entre les niveaux de scolarité des parents et entre les antécédents professionnels réduisait à elle seule l'écart entre les résultats au PISA, mais ne l'éliminait pas (OCDE, 2006).

^5.

La surreprésentation des élèves issus de familles d'immigrants dans les cheminements de formation générale inférieurs semble être liée à autre chose que les notes et les résultats scolaires. Sacchi et coll. (2011) ont déterminé que la transition des études obligatoires à l'école secondaire supérieure en Suisse est modelée dans une large mesure par les origines sociales et les antécédents culturels des élèves, peu importe leurs résultats scolaires mesurés au moyen des scores en lecture du PISA et de leur dossier scolaire. Haeberlin et coll. (2004) sont arrivés à des résultats similaires. Les élèves issus de familles d'immigrants, mais ayant résultats scolaires égaux, étaient beaucoup moins susceptibles d'être recommandés pour les cheminements scolaires de « niveau supérieur » que les élèves dont les parents sont nés en Suisse. Coradi Vellacott et Wolter (2004) ont abordé le degré d'équité, dans le système scolaire suisse, entre les immigrants et les autres groupes.

^6.

Toutefois, de nombreux élèves entrent au niveau tertiaire B à un âge plus avancé, la moitié peut-être des élèves qui obtiennent leur diplôme du niveau tertiaire B n'étant pas encore entrés dans le système à l'âge de 23 ans. Ainsi, en mettant l'accent sur les résultats scolaires des personnes âgées de 23 ans, nous sous-représentons la participation ultérieure au niveau tertiaire B de façon particulière.

^7.

De plus amples détails sur les données et les méthodes se trouvent dans le document de recherche sur lequel le présent chapitre est fondé (Picot et Hou, 2011b).

^8.

L'échantillon canadien était un échantillon représentatif de personnes âgées de 15 ans dans le système scolaire secondaire. L'échantillon suisse était représentatif des élèves de neuvième année en date de décembre 1999, et inclut par conséquent certains élèves qui étaient un peu plus jeunes ou un peu plus âgés que 15 ans.

^9.

Parce nous mettons l'accent sur les élèves issus et non issus de familles d'immigrants, nous nous intéressons aux taux de réponse différents de ces deux groupes et de leurs effets possibles. Toutefois, les taux de réponse n'étaient pas si dissemblables. Les taux de réponse des élèves issus et non issus de familles d'immigrants étaient respectivement de 57 % et 66 % en Suisse, et respectivement de 49 % et 54 % au Canada.

^10.

On les préfère aux modèles logit ou probit parce que les coefficients peuvent être interprétés directement. En outre, la plupart des probabilités ne sont pas près de 0 ou de 1; par conséquent, les trois types de modèles (logit, probit et de probabilité linéaire) donnent à peu près le même résultat.

^11.

Il est possible que les élèves issus de familles d'immigrants et ayant de faibles scores en lecture au PISA ne soient pas des élèves qui obtiennent de faibles résultats en général, mais plutôt qui obtiennent des scores en lecture du PISA plus faibles parce que la langue du test n'est pas la langue qu'ils parlent à la maison. Ils pourraient avoir des habiletés moyennes ou élevées dans d'autres domaines, comme les sciences et les mathématiques. Toutefois, cela n'est pas le cas. Tout d'abord, une part importante de notre échantillon est constituée d'élèves de la deuxième génération, dont la scolarité s'est faite dans la langue du test. En deuxième lieu, les résultats du PISA montrent que les élèves issus de familles d'immigrants qui obtiennent de faibles scores en lecture ont aussi en moyenne des faibles scores en mathématiques et en sciences. Au Canada, parmi les élèves de familles immigrantes, ceux obtenant de faibles scores en lecture au PISA (niveau 1 ou niveau 2) ont obtenu des scores en lecture représentant 68 % de ceux de leurs homologues obtenant des scores élevés en lecture au PISA (niveau 4 ou niveau 5). Les mêmes élèves ayant de faibles compétences en lecture ont obtenu des scores en sciences au PISA qui représentaient seulement 70 %, et des scores en mathématiques qui représentaient 75 %, de ceux des élèves ayant des scores en lecture élevés au PISA. Ces ratios étaient presque identiques pour les élèves de la première, de la deuxième et de la troisième génération. Des résultats très similaires ont été observés pour la Suisse.

^12.

On utilise la même population d'élèves pour lesquels on dispose de scores du PISA à l'âge de 15 ans, qui sont toujours dans l'échantillon en 2007, à l'âge de 23 ans. La variable dépendante est la probabilité de fréquenter un établissement de niveau tertiaire à l'âge de 23 ans. Les variables indépendantes sont les mêmes que celles utilisées dans le modèle de régression décrit précédemment, sauf les variables du statut d'immigrant. Plutôt que d'utiliser une variable binaire qui rend compte du statut d'immigrant (première génération, deuxième génération, génération 2,5, ou troisième génération et générations subséquentes) comme dans les régressions précédentes, nous utilisons une variable de région d'origine qui rend compte du pays de naissance d'un élève de la première génération ou de la troisième génération et des générations subséquentes et du pays de naissance du parent de l'élève de la deuxième génération. La variable de la région d'origine comporte 7 niveaux pour la Suisse et 11 pour le Canada. Dans le cas de la Suisse, les catégories pour cette variable sont les suivantes : Suisse (c.-à-d. troisième génération et générations subséquentes); Allemagne, France, Autriche, et Belgique; Italie; Espagne et Portugal; Yougoslavie, Albanie et Kosovo; Turquie; et autre. Dans le cas du Canada, les catégories sont les suivantes : Canada (c.-à-d. troisième génération et générations subséquentes); Chine; Inde; autres pays de l'Asie de l'Est et du Sud-Est; autre pays de l'Asie; États-Unis; Amérique centrale et du Sud; Royaume-Uni; Europe du Nord et de l'Ouest; autres pays d'Europe; et Afrique et autres pays. Il a été nécessaire d'agréger les catégories par suite de problèmes liés à la taille de l'échantillon.

^13.

La langue du test n'est souvent pas la langue parlée à la maison par l'élève immigrant, ce qui a un effet sur le score. Cela peut être vrai chez certains élèves de la deuxième génération aussi, où la proportion d'élèves obtenant de faibles résultats est aussi élevée (61 %). Toutefois, ces scores de compétences en lecture du PISA comportent une corrélation étroite avec la participation aux études postsecondaires et jouent sans aucun doute un rôle important dans les tendances liées à la participation au niveau tertiaire.

^14.

Dans le modèle 3 (tableau 10), lorsque la variable du cheminement au secondaire est ajoutée, l'écart devient marginalement significatif à -8,8 points de pourcentage. L'écart augmente dans ce modèle parce que les élèves de la deuxième génération étaient plus susceptibles de suivre le cheminement préparatoire au gymnase, qui mène aux études tertiaires, que les élèves de la troisième génération et des générations subséquentes. (Cela a été observé principalement dans les cantons francophones, et non pas dans les cantons germanophones.) Cela a pour résultat que, lorsque l'on tient compte de cette différence par l'entremise de la variable de contrôle, l'écart de probabilité augmente.

^15.

Lorsque les parents et l'élève aspirent à ce que l'élève poursuivent des études postsecondaires, ce dernier affiche une probabilité plus élevée de 20 points de pourcentage de poursuivre des études postsecondaires que les élèves de familles qui n'ont pas de telles aspirations, une fois pris en compte le niveau de scolarité des parents et le score du PISA (tableau 11). Il s'agit d'une différence importante. Les élèves de familles monoparentales et reconstituées affichent une probabilité plus faible d'environ 10 points de pourcentage de poursuivre des études postsecondaires que leurs homologues de familles biparentales. Une différence de 10 points de pourcentage dans les scores en lecture du PISA a donné lieu à une différence d'environ 0,8 point de pourcentage dans la probabilité de poursuite des études. Les élèves dont les parents ont fait des études secondaires ou ont un niveau inférieur d'études ont une probabilité plus faible de 10 à 15 points de pourcentage de poursuivre des études comparativement aux familles dans lesquelles les deux parents ont fait des études postsecondaires.