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Les filières d'orientation des élèves de 10e année dans quatre provinces canadiennes en 2000
Harvey Krahn
Département de sociologie, Université de l’Alberta
et
Alison Taylor
Département d’études des politiques de l’enseignement, Université de l’Alberta
Introduction
Résultats
Conclusion
La répartition en classes homogènes ou groupes d’aptitudes des élèves du secondaire selon une séquence particulière de cours obligatoires (p. ex. l’anglais, les sciences ou les mathématiques) est une pratique en vigueur au Canada et dans d’autres pays développés depuis des décennies. Cette pratique a fait l’objet de débats vigoureux1. Dans cet article, nous examinons l’importance de la répartition en classes homogènes des élèves de 10e année dans quatre provinces (l’Ontario, la Saskatchewan, l’Alberta et la Colombie-Britannique) en 2000, à l’aide des données du cycle 1 de l’Enquête auprès des jeunes en transition (EJET) de Statistique Canada. Nous y soulignons également l’incidence du contexte social sur les choix de cours des élèves de 15 ans du secondaire.
Les partisans de la répartition en classes homogènes ou groupes d’aptitudes soutiennent que les élèves devraient avoir la possibilité de suivre des cheminements de cours adaptés à leurs capacités et aptitudes pendant leurs études secondaires. Les élèves les plus enclins aux études devraient pouvoir suivre les cours les plus avancés; ils y trouveront davantage de motivation. Inversement, les élèves qui le sont moins devraient être encouragés à opter pour le niveau de cours qui répond le mieux à leurs besoins d’apprentissage tout en leur permettant de se développer au maximum de leurs capacités. Poursuivant ce raisonnement, les partisans affirment que les élèves apprennent mieux et développent des attitudes plus positives lorsqu’ils sont regroupés avec des élèves de même calibre et que les professeurs peuvent mieux s’adapter aux différences dans des classes plus homogènes. En outre, les pénuries de main-d’œuvre qualifiée dans plusieurs provinces ont entraîné des plaintes à l’effet que les écoles secondaires n’encouragent pas suffisamment les élèves à envisager une carrière dans les métiers spécialisés et techniques ainsi que des demandes pour une formation professionnelle accrue.
Les opposants font valoir que cette pratique entraîne des conséquences involontaires comme la concentration de jeunes provenant de milieux moins favorisés dans des cheminements de cours de second degré. Ces cheminements peuvent limiter leurs chances d’accéder à des programmes postsecondaires menant à des carrières mieux rémunérées et plus prestigieuses2. Autrement dit, même si ces élèves ont la capacité de réussir les cours avancés, plusieurs facteurs subtils (p. ex. la connaissance limitée des parents du système d’enseignement secondaire et postsecondaire, la rareté des ressources éducatives au foyer, le nombre restreint de modèles dans la famille ou la collectivité et les attentes moindres des professeurs) réduisent la probabilité qu’ils s’inscrivent à de tels cours et les terminent. En bref, l’argument principal est que la répartition en classes homogènes recrée les inégalités sociales. Par exemple, Oakes conclut que « dans presque toutes les études qui ont abordé cette question, les élèves pauvres et issus de minorités représentent des pourcentages disproportionnellement élevés dans les groupes inférieurs »3. Davies et Guppy signalent une recherche canadienne semblable qui indique une tendance montrant que les élèves de familles plus riches et favorisées sont plus disposés à suivre un programme de formation universitaire, alors que les élèves de familles pauvres et défavorisées optent pour des programmes de formation professionnelle en nombre disproportionné.4
Les quelques études récentes sur la répartition en classes homogènes dans le système scolaire canadien reposent généralement sur de petits échantillons représentatifs de collectivités ou de divisions scolaires spécifiques. Par conséquent, elles ne nous ont donné qu’une idée restreinte de l’importance de la répartition en classes homogènes dans les systèmes d’enseignement secondaire dans l’ensemble du pays. Cet article comble cette lacune.
Méthodes de recherche
Notre source des données est le cycle 1 de l’Enquête auprès des jeunes en transition (EJET) de 2000, une étude nationale sur les jeunes de 15 ans menée par Statistique Canada5.
Parmi les nombreuses questions posées, on a demandé aux élèves d’indiquer le niveau de leurs cours de mathématiques, de sciences et d’anglais actuels ou les plus récents. Ils devaient choisir une réponse parmi une liste propre à leur province. Nous avons téléphoné à de nombreux représentants des ministères provinciaux de l’Éducation et des associations d’enseignants pour leur demander si les catégories de réponse décrivant les types de classes étaient compréhensibles pour des élèves de 15 ans en 2000 (compte tenu des changements apportés aux programmes d’études dans plusieurs provinces) et de confirmer que certains niveaux de cours étaient exigés pour accéder à l’université ou au collège ou pour pratiquer un métier ou une profession réglementée. Ces conversations ont été extrêmement utiles, puisqu’elles ont souvent fait ressortir des différences marquées entre les politiques et les pratiques éducatives provinciales. En Ontario, en Saskatchewan, en Alberta et en Colombie Britannique, les distinctions entre les différents niveaux de cours suivis par les élèves de 15 ans (options d’études postsecondaires ouvertes par rapport aux options menant au collège seulement) étaient les plus claires. Par conséquent, notre analyse a porté sur les données de ces quatre provinces, qui comptaient environ les deux tiers des Canadiens âgés de 15 ans en 2000.
Dans chacune des quatre provinces, pour chaque cours (mathématiques, sciences et anglais), nous avons déterminé deux groupes d’élèves – ceux dont le choix de cours en 10e année était susceptible de restreindre leurs options d’études postsecondaires (surtout pour l’université) et ceux dont les cours menaient à l’université et à d’autres options d’études postsecondaires (options d’études postsecondaires ouvertes). Nous avons décidé de ne pas faire d’autres distinctions étant donné que la différence entre les cheminements de cours collégiaux et universitaires semblait habituellement mieux définie que celle entre les cheminements de cours collégiaux et de cours axés sur le milieu de travail.
Le tableau 1 montre la proportion d’élèves de 10e année, pour les quatre provinces visées par l’étude, dont toutes les options d’études postsecondaires sont ouvertes, en fonction du niveau des cours de mathématiques, de sciences et d’anglais. La proportion d’élèves disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes était habituellement supérieure en anglais, tandis qu’elle était toujours la plus faible en mathématiques. Par conséquent, lorsque nous nous concentrons sur les élèves disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes pour les trois cours (rangée 4 du tableau 1) dans chaque province, ce sont les mathématiques qui réduisent la proportion d’élèves disposant du plus grand nombre d’options d’études postsecondaires ouvertes.
La deuxième tendance qui se dégage du tableau 1 est l’existence de différences provinciales importantes dans la proportion d’élèves dont toutes les options d’études postsecondaires sont ouvertes. La proportion la plus élevée d’élèves disposant des trois options de formation postsecondaire se situait en Saskatchewan (87 %), viennent ensuite la Colombie-Britannique (66 %), l’Ontario (64 %) et l’Alberta (59 %).
Le graphique 1 montre les différences entre les sexes. De faibles différences entre les sexes sont observables dans les quatre provinces, mais, en Ontario et en Alberta, la proportion de femmes disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes (pour les trois matières) était beaucoup plus élevée que celle des hommes.
Graphique 1
Proportion d’élèves de 10e année disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes selon le sexe, par province, 2000
Source : Tableau 2.
Le graphique 2 compare les élèves de 15 ans provenant de familles dont aucun des parents n’a de diplôme universitaire avec ceux provenant de familles dont au moins un des deux parents a terminé des études universitaires. Dans chacune des quatre provinces, les jeunes issus de familles de formation universitaire étaient beaucoup plus susceptibles de disposer d’options d’études postsecondaires ouvertes.
Graphique 2
Proportion d'élèves de 10e année disposant d'options d'études postsecondaires ouvertes selon le niveau de scolarité des parents, par province, 2000
Source : Tableau 3.
Le tableau 4 révèle une situation semblable relativement à l’incidence du revenu familial sur les choix de cours. Bien que les différences ne soient pas aussi prononcées que celles observées pour le niveau de scolarité des parents, on constate néanmoins une tendance évidente en Ontario, en Alberta et en Colombie-Britannique selon laquelle les jeunes provenant de familles aisées étaient plus susceptibles de suivre en 10e année des cours laissant leurs options d’études postsecondaires ouvertes. Les différences entre les groupes de revenu familial observées en Saskatchewan n’étaient pas concluantes.
Une recherche réalisée aux États-Unis indique que certains groupes de minorités visibles ainsi que les élèves dont la première langue n’est pas l’anglais occupent une place disproportionnée dans les cheminements qui limitent les options d’études postsecondaires. Toutefois, les résultats de l’EJET pour l’Ontario et la Colombie-Britannique (graphique 3) montrent qu’une proportion supérieure d’élèves immigrants disposent d’options d’études postsecondaires ouvertes. Le tableau 6 révèle une tendance semblable selon l’appartenance à une minorité visible et la langue maternelle, avec des différences statistiquement concluantes pour les deux variables en Ontario, en Alberta et en Colombie-Britannique. Ces résultats concordent avec les recherches qui indiquent que les aspirations scolaires des jeunes immigrants et de leurs parents sont supérieures à celles des jeunes Canadiens de naissance6. Toutefois, ces différences n’étaient pas aussi prononcées que celles observées pour le niveau de scolarité et le revenu des parents.
Graphique 3
Proportion d’élèves de 10e année disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes selon le statut d’immigrant, par province, 2000
Note :
La taille réduite de l'échantillon d'élèves immigrants en Sakatchewan rend les estimations peu fiables
Source : Tableau 5.
Le tableau 7 compare les tendances de répartition en classes homogènes dans des écoles de tailles et de types différents. On pourrait s’attendre à trouver une corrélation entre la disponibilité de cheminements de cours et la taille de l’école, les petites écoles secondaires (plus susceptibles de se trouver en milieu rural) offrant un nombre restreint de cheminements. Notre analyse révèle une telle tendance en Ontario, mais pas en Alberta, en Saskatchewan ni en Colombie-Britannique7.
Les questionnaires de l’EJET destinés aux administrateurs scolaires demandaient si l’école était non confessionnelle (sans appartenance religieuse) ou confessionnelle/séparée (y compris les écoles catholiques et les écoles confessionnelles privées). Lorsque nous relions ces données sur les écoles aux données sur les élèves (voir la partie inférieure du tableau 7), nous constatons qu’une proportion beaucoup plus élevée d’élèves fréquentant des écoles confessionnelles/séparées en Ontario et en Alberta disposent de toutes les options d’études postsecondaires. Cette variable n’a pas fait l’objet de recherches canadiennes antérieures; toutefois, ces résultats sont conformes à ceux d’une étude américaine récente qui indique que les écoles catholiques avaient tendance à adopter une approche plus inclusive au groupement par aptitudes8.
Les divers facteurs qui influent sur l’importance de la répartition en classes homogènes des élèves de 10e année dans ces quatre provinces sont interreliés. Par exemple, les parents qui ont fait des études universitaires gagnent aussi en général un revenu élevé. Une analyse statistique plus approfondie a permis de déterminer la contribution de chaque facteur, tout en tenant compte de l’influence des autres.
Tous facteurs et leurs effets considérés, les résultats indiquent que la province de résidence avait l’incidence la plus forte sur la probabilité qu’un élève de 15 ans ait accès à toutes les options d’études postsecondaires en 10e année. Ainsi, par rapport aux jeunes vivant en Saskatchewan, ceux de l’Ontario, de l’Alberta et de la Colombie-Britannique étaient beaucoup moins susceptibles de disposer d’options d’études postsecondaires ouvertes.
Le deuxième facteur en importance était le niveau de scolarité des parents. La probabilité d’avoir accès à toutes les options d’études postsecondaires était deux fois et demie plus élevée pour les élèves de 15 ans dont au moins un des parents avait fait des études universitaires que pour ceux dont les parents n’avaient pas fréquenté l’université. En plus de l’effet du niveau de scolarité des parents, le revenu familial a également joué un rôle.
De plus, les jeunes femmes étaient plus susceptibles que les jeunes hommes de disposer d’options d’études postsecondaires ouvertes, ainsi que les jeunes immigrants appartenant à une minorité visible et les élèves fréquentant une école confessionnelle ou une école de plus grande taille. Toutefois, comparativement aux effets des antécédents familiaux (niveau de scolarité et revenu des parents), ces effets n’étaient pas aussi prononcés.
Ces résultats indiquent que le contexte social continue de jouer un rôle important dans les choix de cours des élèves de 15 ans du secondaire. En particulier, on a constaté que le classement des élèves dans les cours de mathématiques, de sciences et d’anglais de 10e année était étroitement relié au niveau de scolarité des parents et au revenu familial. Les jeunes provenant de familles plus favorisées étaient plus susceptibles d’opter pour le type de cours de mathématiques, de sciences et d’anglais donnant accès à toutes les options d’études postsecondaires que les jeunes issus de familles dont aucun des parents n’avait fait d’études postsecondaires et dont le revenu familial était plus faible.
Notre analyse révèle également que, même si l’effet est moindre, les élèves appartenant à une minorité visible, les élèves immigrants ainsi que ceux dont le français ou l’anglais n’est pas la langue maternelle - élèves en anglais langue seconde (ALS) ou en français langue seconde (FLS) -, sont légèrement plus susceptibles d’avoir accès à toutes les options d’études postsecondaires. Ces résultats s’opposent à ceux de la recherche de Curtis et autres9 selon laquelle certains groupes de minorités visibles et les élèves d’ALS occupaient une place disproportionnée dans les cheminements qui limitent leurs options d’études et de carrière, mais sont conformes à une recherche plus récente montrant que les jeunes immigrants appartenant à une minorité visible visent haut10. Cela étant dit, une recherche plus approfondie s’impose pour déterminer si ces grandes catégories ne cachent pas des différences entre les sous-populations (p. ex. les élèves immigrants de divers pays d’origine ou les élèves autochtones). De plus, il serait intéressant d’examiner les effets de l’âge de l’élève lorsqu’il entre dans une école de langue française ou anglaise et de l’importance des ressources et du soutien dans les cours d’ALS ou de FLS.
Enfin, il existe d’importantes différences provinciales dans la répartition en classes homogènes. Par exemple, un élève de 10e année en Saskatchewan est beaucoup plus susceptible de disposer d’options d’études universitaires ouvertes qu’un élève en Colombie-Britannique, en Ontario ou en Alberta. Ce fait soulève d’importantes questions sur la façon dont la combinaison des politiques et des pratiques éducatives provinciales se traduit, pour les élèves, en différents résultats en matière de niveau de scolarité. Une recherche plus approfondie sur ce point serait utile.
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Les données de l’Enquête auprès des jeunes en transition (EJET) analysées dans ce chapitre ont été recueillies par Statistique Canada et ont été consultées au centre de données de recherche (CDR) de l’Université de l’Alberta. Les opinions exprimées dans ce document sont celles des auteurs et non celles de Statistique Canada. Nous sommes reconnaissants à Julie Hudson et Diane Wishart de leur travail d’assistance de recherche.
Notes
-
Loveless, T. 1999. The tracking wars, Washington, DC, Brookings Institution
Press.
-
Curtis, B., D. Livingstone et H. Smaller. 1992.
Stacking the deck: The streaming of working-class kids in Ontario
schools, Toronto, (Ontario), Our Schools/Our Selves.
-
Oakes, J. 2005. Keeping track: How schools structure inequality, New Haven, Yale University Press, p. 65.
-
Davies, S. et N. Guppy. 2006. The schooled society, Don Mills, Oxford.
-
La présente analyse ne porte que sur les jeunes de 15 ans inscrits en 10e année en 2000 (82 % de tous les répondants à l’Enquête auprès des jeunes en transition de 2000).
-
Krahn, H. et A. Taylor. 2005. « Resilient teenagers: explaining the high educational aspirations of visible minority immigrant youth in Canada », Journal of International Migration and Integration, 6(3/4) été/automne 2005, p. 405 à 434.
-
Nous avons également vérifié si la taille de la collectivité influait sur la probabilité d’une répartition en classes homogènes. Nous avons découvert qu’une proportion légèrement supérieure d’élèves de 10e année dans les très grandes collectivités (c. à d. Toronto et Vancouver) avaient accès à toutes les options d’études postsecondaires, d’après leurs cours de mathématiques, de sciences et d’anglais. Toutefois, l’effet était relativement faible et statistiquement non concluant dans une analyse multidimensionnelle (non indiquée) prenant en compte l’effectif de l’école et autres variables prédictives.
-
Hallinan, M. et B. Ellison. 2006. « The practice of ability grouping: Sector differences in implementation », School Sector and Student Outcomes, publié sous la direction de M. Hallinan, Notre Dame, University of Notre Dame Press, p. 125 à 152.
-
Curtis, B., D. Livingstone et H. Smaller. 1992. Stacking the deck: The streaming of working-class kids in Ontario schools, Toronto, (Ontario), Our Schools/Our Selves.
-
Krahn, H. et A. Taylor. 2005. « Resilient teenagers: explaining the high educational aspirations of visible minority immigrant youth in Canada ». Journal of International Migration and Integration, 6(3/4) été/automne 2005, p. 405 à 434.
Tableaux:
Tableau 1 : Proportion d’élèves de 10e année disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes selon le ou les cours de 10e année, par province, 2000
| |
Ontario1 |
Saskatchewan1 |
Alberta1 |
Colombie-Britannique1 |
| Pourcentage |
| Mathématiques |
70 |
(76) |
90 |
(96) |
62 |
(66) |
72 |
(79) |
| Sciences |
73 |
(78) |
93 |
(99) |
83 |
(88) |
80 |
(86) |
| Anglais |
76 |
(82) |
93 |
(99) |
79 |
(84) |
88 |
(99) |
| Ensemble des trois matières2 |
64 |
(70) |
87 |
(96) |
59 |
(63) |
66 |
(77) |
| N |
9 172 |
(8 287) |
854 |
(780) |
2 273 |
(2 103) |
3 162 |
(2 716) |
1 Pour chaque province, la première colonne comprend la proportion de l’échantillon total d’élèves de 10e année (c. à d. que les participants à l’étude qui n’ont pas répondu à la question ou qui ont indiqué « un autre niveau » sont inclus et considérés comme ne suivant pas un cours préparatoire à l’université). La deuxième colonne comprend la proportion fondée sur le sous-échantillon plus petit des élèves de 15 ans qui ont indiqué le type spécifique de cours auquel ils étaient inscrits.
2 Proportion des élèves qui suivent des cours préparatoires à l’université dans les trois matières. Les différences entre les provinces sont statistiquement significatives (test X2; p < 0,001), à l’exception de la différence entre l’Ontario et la Colombie-Britannique.
Source : Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
Tableau 2 : Proportion d'élèves de 10e année disposant d'options d'études postsecondaires ouvertes selon le sexe et la province, 2000
| |
Hommes |
Femmes |
Total |
| Ontario |
60 |
67 |
64 |
| Saskatchewan |
85 |
90 |
87 |
| Alberta |
56 |
61 |
59 |
| Colombie-Britannique |
67 |
65 |
66 |
Source : Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
Tableau 3 : Proportion d'élèves de 10e année disposant d'options d'études postsecondaires ouvertes selon le niveau de scolarité des parents, par province, 2000
| |
Sans diplôme |
Un ou deux diplômes |
| Ontario |
57 |
81 |
| Saskatchewan |
86 |
93 |
| Alberta |
52 |
97 |
| Colombie-Britannique |
61 |
77 |
Source : Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
Tableau 4: Proportion d’élèves de 10e année disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes (ensemble des trois matières)1 selon le revenu familial, par province, 2000
| Revenu familial |
Ontario |
Saskatchewan |
Alberta |
Colombie-Britannique |
| Moins de 30 000 $ |
49 |
83 |
50 |
59 |
30 000 $ à
44 999 $ |
52 |
83 |
52 |
60 |
45 000 $ à
59 999 $ |
59 |
88 |
53 |
60 |
60 000 $ à
74 999 $ |
65 |
93 |
56 |
70 |
75 000 $ à
89 999 $ |
70 |
89 |
62 |
69 |
| 90 000 $ et plus |
73 |
89 |
68 |
73 |
| Total |
64 |
87 |
59 |
66 |
1 Pour chaque province, les proportions sont fondées sur l’échantillon total d’élèves de 10e année (c. à d. que les participants à l’étude qui n’ont pas répondu à la question sont inclus et considérés comme ne suivant pas un cours préparatoire à l’université). Les différences selon le revenu en Saskatchewan ne sont pas statistiquement significatives (p > 0,001).
Source : Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
Tableau 5 : Proportion d'élèves de 10e année disposant d'options d'études postsecondaires ouvertes selon le statut d'immigrant, par province, 2000
| |
Parents immigrants |
Canadiens de naissance |
| Ontario |
68 |
62 |
| Saskatchewan |
F |
88 |
| Alberta |
62 |
58 |
| Colombie-Britannique |
70 |
64 |
F La taille réduite de l'échantillon d'élèves immigrants en Sakatchewan rend les estimations peu fiables
Source : Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
Tableau 6 : Proportion d’élèves de 10e année disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes (ensemble des trois matières)1 selon l’appartenance à une minorité visible et la première langue, par province, 2000
| |
Ontario |
Saskatchewan |
Alberta |
Colombie-Britannique |
| Minorité visible |
|
| Oui |
69 |
F |
69 |
71 |
| Non |
62 |
88 |
57 |
64 |
| Première langue |
|
| Français/anglais |
62 |
87 |
58 |
65 |
| Other language |
70 |
F |
68 |
70 |
| Total |
64 |
87 |
59 |
66 |
F Trop peu fiable pour être publié.
1Pour chaque province, les proportions sont fondées sur l’échantillon total d’élèves de 10e année (c. à d. que les participants à l’étude qui n’ont pas répondu à la question sont inclus et considérés comme ne suivant pas un cours préparatoire à l’université). Les différences selon l’appartenance à une minorité visible et la première langue en Saskatchewan ne sont pas statistiquement significatives (p > 0,001).
Source: Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
Tableau 7 : Proportion d’élèves de 10e année disposant d’options d’études postsecondaires ouvertes (ensemble des trois matières)1 selon l’effectif de l’école et le type d’école, par province, 2000
| |
Ontario |
Saskatchewan |
Alberta |
Colombie-Britannique |
| Nombre d’élèves de l’école |
|
| 400 ou moins |
45 |
89 |
62 |
58 |
| 401 à 800 |
55 |
85 |
59 |
64 |
| 801 à 1 200 |
65 |
88 |
53 |
68 |
| 1 201 à 1 600 |
68 |
F |
61 |
65 |
| 1 601 ou plus |
66 |
F |
58 |
69 |
| Type d’école |
|
| Non confessionnelle |
61 |
87 |
57 |
66 |
| Confessionnelle/séparée |
68 |
89 |
67 |
69 |
| Total |
64 |
87 |
59 |
66 |
F Trop peu fiable pour être publié.
1Pour chaque province, les proportions sont fondées sur l’échantillon total d’élèves de 10e année (c. à d. que les participants à l’étude qui n’ont pas répondu à la question sont inclus et considérés comme ne suivant pas un cours préparatoire à l’université ). Les différences selon l’effectif de l’école et le type d’école en Saskatchewan et en Colombie-Britannique, ainsi que les différences selon l’effectif de l’école en Alberta, ne sont pas statistiquement significatives (p > 0,001).
Source: Enquête auprès des jeunes en transition de 2000. Statistique Canada.
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