Le pouvoir explicatif de la catégorie socio-professionnelle. Comparaison de la CS avec une variable sociobiographique sur les pratiques culturelles de 1973 à nos jours

Les critiques adressées à la spécificité classiste et à la portée explicative de la CS

S'il est possible de voir dans le niveau de diplôme une compétence et dans le revenu un pouvoir d'achat, que signifie de spécifique la CS ? Il s'agit d'un rapport au monde déterminé par le « milieu » ou la « classe sociale ». La spécificité sociale de la CS est cette capacité à représenter des milieux sociaux : « le milieu social, écrivent A. Desrosières et L. Thévenot, est le lieu concret où s'opère la relative homogénéisation des comportements des individus, selon le revenu, le diplôme, ou la pratique religieuse, c'est donc le critère qui permet le mieux de comprendre la cohérence de l'ensemble des pratiques, économiques, culturelles ou politiques » (Desrosières and Thévenot, 1981 : 161). Une spécificité de la CS est ici avancée, celle d'objectiver le « milieu social » ainsi que trois de ses variables constitutives (revenu, diplôme et religion). Le fondement de cette spécificité de la variable CS comme milieu social est rapporté à la théorie de P. Bourdieu du « principe générateur commun » que théorise par ailleurs le concept « d'habitus ». « L'accumulation et le croisement d'analyses portant sur des phénomènes variés, mais liés entre eux, pour un milieu social donné, par un principe générateur commun, permet de donner sa vraisemblance à l'interprétation d'un phénomène isolé », écrivent A. Desrosières et L. Thévenot (1979 : 64). En résumé, l'argument de la spécificité de la CS suppose que la profession et l'appariement de certaines professions entre elles (selon les critères culturel ou économique, de niveau d’études ou de taille d’entreprise, comme nous l'avons noté plus haut) captent le principe d'engendrement des pratiques et des comportements, et détermine la meilleure identification sociale d'un individu.

Mais si la valeur de la CS est affirmée tenir à sa capacité explicative, elle se trouve toutefois relativisée par A. Desrosières et L. Thévenot (1988) eux-mêmes :

« Il s'agit donc d'un schéma susceptible d'expliquer et d'organiser nombre de “comportements” décrits par l'observation statistique. Certains de ces comportements pourront, éventuellement, être mieux “expliqués”, au sens strictement statistique, par tel ou tel critère d'analyse : les pratiques culturelles par le niveau d'éducation, la consommation par le revenu, ou le vote par la religion » (Desrosières and Thévenot, 1988 : 102-103).

C'est aussi sur ce point de la spécificité propre de la CS que porte la réflexion de F. Héran qui note sa « nature particulière », à savoir de représenter un « véritable paquet de variables et non [une] variable isolée réductible à un seul “effet” » (Héran, 1997 : 51). Ce faisant, il relativise la vertu d'homogénéité sociale de la CS et sa valeur explicative. Il note :

« Les modèles de régression, qui opèrent « toutes choses égales par ailleurs », sont l'un des principaux moyens qui permettent de séparer les effets directs et les effets indirects de la CS. Lorsque l'on introduit la catégorie socioprofessionnelle comme facteur explicatif sur le même plan que le diplôme, le revenu, le statut (indépendant ou salarié), le statut des parents ou la taille de la commune, il en ressort logiquement un effet propre des CS relativement limité, parce qu'il s'exerce surtout à travers les autres variables. (…) De façon générale, en effet, la catégorie socioprofessionnelle a beau décrire des groupements concrets, ce n'est pas une force autonome qui propulse les individus là où ils doivent aller. La CS est le nom que l'on donne à un paquet de propriétés sociales (niveau d'instruction, niveau de ressources, statut salarié ou indépendant, précarité de l'embauche, ancienneté des atouts possédés, position dans la hiérarchie des lieux de résidence, etc.), qui se trouvent diversement associées dans des ensembles humains. (…) A l'heure d'analyser les ressorts du comportement, mieux vaut déballer chaque paquet socioprofessionnel pour en détailler les richesses (instruction, revenu, statut, résidence…) et les soumettre à des pesées séparées. Garder l'emballage devient en principe superflu : que signifierait la catégorie socioprofessionnelle “pure”, considérée “toutes choses égales par ailleurs”, soigneusement essoré de tous ses éléments actifs ? » (Héran, 1997 : 66).

C'est aussi la remarque critique qu'adresse J. Goldthorpe à la nomenclature française en pointant sa nature synthétique : « si les qualifications sont déjà un élément de la construction des CSP, il est difficile de voir comment la relation entre les CSP et le niveau d'éducation peut alors être étudiée empiriquement sans biais. En outre, même si ce problème ne se pose pas, il est difficile de déduire d'un lien entre une classification synthétique et une variable « dépendante » une indication sur la nature des processus causaux qui pourraient être impliqués. En raison de la diversité des critères impliqués, de très nombreux récits explicatifs différents sont possibles » (Goldthorpe, 2002 : 188). « En résumé, bien qu'une classification synthétique puisse sembler intéressante comme base de description, sa valeur à des fins analytiques est susceptible d'être très limitée », ajoute-t-il (ibid. : 188-189) ⁶ . J. Goldthorpe souligne la valeur descriptive de la CS mais questionne sa valeur explicative qui ne tient que confusément, selon lui, dans la mobilisation ad hoc de telle ou telle variable qui la constitue : on peut ainsi tout aussi bien dire que « les professions libérales achètent les voitures de luxe » et que « les professions libérales vont au théâtre » bien que cette catégorie le fasse selon des déterminants – revenu et diplôme – différents ⁷ . « Le pouvoir explicatif de la CS est très contesté par les économètres », écrit de même A. Chenu (1997). « Les corrélations entre l'appartenance socioprofessionnelle et d'autres variables leur paraissent statistiquement solides, écrit, de son côté, L. Chauvel, mais largement ininterprétables parce que la CS est un « ready-made » aux significations composites et qu'on ne sait pas très bien ce qu'il y a dedans » (Chauvel et al., 2002 : 176-177).

Une fois rappelée les critiques adressées à l’ambition de la CS de représenter le milieu social et d’être la meilleure variable explicative, il s'avère pertinent, pour comprendre sa « nature » sociodémographique, de revenir sur les variables qui sont au principe de sa construction.

Critère d'indépendance socio-démographique de la nomenclature versus principe d’agrégation bidimensionnelle

A. Desrosières et L. Thévenot (1988 : 33) écrivent que « le taxinomiste est en effet tout à fait réservé sur tout ce qui pourrait mettre en péril l'indépendance de la codification des deux variables “CSP” et “niveau de diplôme” ». F. Héran le rappelle à son tour :

« Une caractéristique fondamentale de la nomenclature des CS [à deux chiffres, soit en 42 postes] est qu'elle doit résolument ignorer l'âge, le diplôme ou le revenu. Ces derniers doivent rester des variables séparées, sous peine de retirer toute signification à l'étude des relations entre les diverses dimensions de la position sociale. Il en va de même du statut de l'embauche (contrat stable ou temporaire) ou du statut d'activité, à commencer par le chômage, pour ne pas parler des variables socio-démographiques telles que le sexe, le lien matrimonial, l'origine étrangère : toutes dimensions transversales à celle de la position professionnelle et qui doivent le rester » (Héran, 1997 : 58).

Or, par exemple, pour agréger, au niveau détaillé, des « cadres de la presse » (35C), des « journalises » (35B) et des « artistes » (35D) dans une même CS détaillée « professions de l'information, de l'art et des spectacles », il faut mobiliser des critères autres que la profession, le statut d'emploi ou le secteur d'activités. De même, au niveau agrégé, F. Héran (1997 : 97) montre à travers l'exemple des « professions libérales » (31) associées aux « professeurs de l'enseignement supérieur » (34) que les deux catégories n’ont en commun aucun des critères censés définir la CS, à savoir la profession, le statut ou la classification professionnelle. Seule leur proximité de niveau de diplôme ou de rémunération permet de justifier ce regroupement. La présence de ces critères de regroupement nuancerait ainsi l’affirmation selon laquelle ces variables n’interviennent pas dans le classement. Leur présence entre en contradiction aussi avec l'affirmation de J. Porte « qu'on a souvent intérêt à mettre, par exemple, les caractéristiques professionnelles des individus en corrélation avec leur niveau d'instruction générale ; les C.S. seraient inutilisables dans ce but, si l'instruction elle-même avait servi à définir la C.S. » (Porte, 1970 : 245).

A. Desrosières et L. Thévenot, écrivent, à propos des « cadres » :

« Le parti a été clairement pris, en 1982, de rapprocher autant que possible leur définition de l'appartenance au troisième collège (cadres) des conventions collectives (dans les entreprises), ou de la catégorie A (dans la fonction publique). Le point commun à ces deux définitions est que les cadres doivent, en principe, avoir une formation de niveau supérieur (grande école ou Université) ou une expérience professionnelle équivalente » (Desrosières and Thévenot, 1988 : 72).

À ce titre, le fameux cas de la pharmacienne-qui-n'en-est-pas-une, mobilisé par A. Desrosières et L. Thévenot (1988 : 33) afin d'illustrer les procédures de classement ordinaire, souligne lui aussi le manque d'indépendance socio-démographique de la CS. La codeuse, en reclassant en « employée de commerce » la personne s'étant déclarée « pharmacienne » – après avoir remarqué que cette dernière n'a que le BEPC et en déduire qu'elle est plutôt « la femme d'un pharmacien non salarié, titulaire d'un diplôme d'études supérieures » – souligne de fait le rôle indispensable de variables comme le diplôme et le sexe dans le codage. La codeuse s'en remet à un critère objectif – le diplôme – afin de rectifier la déclaration d'origine (Desrosières et al., 1983 : 61).

Enfin, la bidimensionnalité revendiquée de la nomenclature atteste à son tour que les deux ressources économique et culturelle structurant « l'espace social » selon P. Bourdieu (1979 : 140-141) sont fondamentales dans la construction de la CS (Glevarec, 2021) ⁸ . T. Amossé écrit :

« Dans la version de 1982, le regroupement des catégories suit ainsi un principe hiérarchique selon le volume total de capital qui repose davantage, pour les unes, sur le capital économique (cadres administratifs et ingénieurs d'entreprise, agents de maîtrise, techniciens et professions intermédiaires administratives ou commerciales d'entreprise) et, pour les autres, sur le capital culturel (professeurs et professions scientifiques, professions de l'information, de l'art et des spectacles, instituteurs et assimilés, professions intermédiaires de la santé et du travail social). Le positionnement des professions libérales, pourtant le plus souvent non salariées, dans le groupe des cadres correspond à cette même logique, puisqu'elles cumulent hauts niveaux de diplôme et de revenus » (Amossé, 2013 : 1054).

La comparaison de la CS avec une variable socio-biographique

Evaluer la valeur explicative de la CS peut se faire en la comparant à d'autres variables construites, ce que nous proposons de faire avec une variable « socio-biographique » (SB) qui croise le sexe, l'âge et le diplôme. Nous le ferons sur le terrain principal mais non exclusif des pratiques et goûts culturels en nous appuyant sur les enquêtes Pratiques culturelles des Français (EPCF) de 1973 et 2018.

Proposer une variable « socio-biographique » croisant sexe, âge et diplôme se fonde sur les apports de la sociologie contemporaine – notamment celle de la culture – qui a mis en évidence le pouvoir explicatif de ces variables sur les pratiques culturelles (Donnat, 2009 ; Lombardo and Wolff, 2020). Ainsi l'âge et le diplôme apparaissent-ils dans les analyses multivariées comme des principes différenciateurs premiers (Gayo-Cal et al., 2006 ; Bennett et al., 2009 ; Coulangeon, 2013 : 191 ; Bonnet et al., 2015 : 103 ; 105-107 ; Savage et al., 2015 : 190-192 ; Cogneau, 1990 : 147-163) nuançant l'explication des pratiques culturelles par la « position sociale » comme variable première. En effet, le champ culturel, par sa très grande diversification des œuvres et des contenus, s'articule à une différenciation générationnelle, de compétence et aussi de sexe qui résulte de deux grandes évolutions sociologiques, l'une concernant la structure sociale (Dubet, 2017 ; Maurin, 2002 ; Chauvel et al., 2019), l'autre le marché, c'est-à-dire l'offre culturelle et marchande (Galluzzo, 2020). Cette différenciation socio-culturelle témoigne notamment de la diplomation croissante de la population française (Dagnaud and Cassely, 2021 ; Millet and Moreau, 2011) et de l'accès à des biens culturels à la fois plus abordables et plus segmentés, diffusés en quantité par les industries culturelles et les médias (Anderson, 2006). Cette différenciation vaut pour les biens marchands en général.

Ce processus de différenciation signale que la relation entre les caractéristiques sociales des individus et leurs pratiques ne relève plus seulement d'une détermination de « position sociale » réduite aux ressources économique et culturelle mais d'un « positionnement socio-culturel » qui a pour particularité d'engager une dimension biographique et identitaire prononcée (Rosanvallon, 2021). C'est au nom de cette différenciation socio-biographique qu'une variable de type identitaire et cognitive est particulièrement intéressante à tester parce qu'elle prend en considération ces dimensions. A ce titre, elle se situe à l'intersection d'une appartenance générationnelle, d'une compétence et d'une condition genrée. On sait par ailleurs que le sexe, l’âge et le diplôme sont porteurs de rapports sociaux spécifiques : rapports de genre, conflits de génération et hiérarchie cognitive. Ils s'inscrivent dans ce que F. Dubet (2019) nomme le « régime des inégalités multiples ».

La variable socio-biographique « sexe, âge, diplôme » que nous testons est construite à partir d'un découpage en deux catégories pour le sexe (homme / femme), en deux catégories pour le diplôme, avec le baccalauréat comme point d'articulation (inférieur à Bac / Bac et supérieur) et, enfin, en deux catégories pour l'âge (moins de 50 ans / 50 ans et plus). La variable sociobiographique présente donc le même nombre de classes que la variable CS Individu, soit huit catégories. Nous comparerons aussi la CS avec la récente CS Ménage (Amossé and Cayouette-Remblière, 2022) qui se propose de synthétiser en une variable unique les CS des personnes vivant en couple ou celles des ascendants d'un enfant ⁹ .

L'exercice de comparaison a été mené sur un éventail diversifié de pratiques culturelles et quelques pratiques sociales disponibles, que sont la maîtrise d’une langue étrangère, les déplacements en vacances, le fait de recevoir à domicile, l’état de santé, la pratique d’une activité physique et le statut de propriétaire, tirées de l'enquête Pratiques culturelles des Français (EPCF) de 2018, qui comprend 9 234 individus âgés de 15 ans et plus. Nous avons testé un large éventail de pratiques culturelles, les plus couramment analysées pour leur valeur sociologique « communes », « cultivées », « populaires » ou « de niche ». Chaque pratique a été dichotomisée en deux modalités présence / absence. En matière de pratiques culturelles, étant donné qu’une majorité de Français n’ont souvent pas les pratiques testées ici (comme on peut le voir à la seconde colonne du Tableau 1), ces dichotomies sont les plus logiques. Aussi l’enjeu sociologique et statistique est-il de tester le fait de savoir s’ils pratiquent ou pas.

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Tableau 1.

Comparaison du pouvoir explicatif de la CS Individu, de la CS Ménage, de la variable socio-biographique (sexe/âge/diplôme) et des variables simples (âge, diplôme, revenu et sexe) sur des variables de pratiques culturelles et de comportements en 2018.

Source : EPCF 2018 ; Ensemble des Français de 15 ans et plus (N = 9 234) ; PseudoR2 de McFadden. Pour chaque sous-ensemble les valeurs les plus fortes en ligne ont été mises en gras.

Chaque pratique est dichotomisée en 2 modalités présence / absence.

Légendes : * au cours de l'année ; ** au cours de la vie. (1) CS : Agriculteurs exploitants, Indépendants, Cadres et Prof. libérales, Professions intermédiaires, Employés, Ouvriers, Autres Inactifs, Retraités ; (2) variable sociodémographique en huit catégories croisant sexe (homme/femme), diplôme (inf. Bac/sup ou égal au Bac) et âge (inf. à 50 ans/sup. ou égal à 50 ans) ; (3) CS ménage : ménages à dominante cadre, intermédiaire, employée, indépendante, ouvrière, ménages d'un employé ou ouvrier et ménages d'inactifs.

Références de la régression : CS (ref. professions intermédiaires) ; CS Ménage (ref. ménage à dominante intermédiaire) ; var. socio-biographique (ref. Fe >= 50 ans >= Bac et plus) ; var. simples : Age (ref. 45-54 ans) ; diplôme (ref. baccalauréat) ; revenu (ref. 2000-2999 €) ; sexe (ref. femme).

Exemple de lecture : la CS de l'individu « explique » 7,5% de la sortie au cinéma en 2018.

La puissance explicative des différentes variables est ici mesurée par le Pseudo R2 qui indique la part de la variance de la pratique (en ligne) expliquée par chacune des variables (en colonne) ¹⁰ . Expliquer s’entend ici en un sens statistique. Le pseudo R2 ne prétend pas mesurer une explication substantielle du phénomène social au sens de la causalité (Glevarec, 2020), mais une capacité relative d’un modèle à rendre compte des variations observées, toutes choses égales par ailleurs et à l’intérieur d’un cadre de modélisation donné. Le pseudo R2 permet de comparer des modèles emboîtés, de mesurer le gain explicatif associé à l’introduction d’une variable et de hiérarchiser des variables selon leur poids explicatif relatif. Autrement dit, il ne s’agit pas de dire qu’une variable explique X% du réel, mais qu’elle explique davantage ou moins qu’une autre, dans un cadre analytique stabilisé. Pour autant, on conçoit que ce qui est expliqué est bien de l'ordre du facteur (le plus) associé, parmi les (plus) déterminants de la pratique. Il s'oppose au caractère vague d’un « tout est déterminant » et permet de relativiser les a priori sur le pouvoir explicatif d’une variable, par exemple la CS. Par rapport à l'analyse factorielle, le pseudo R2 permet d'isoler chacune des pratiques et ses déterminants. Nous savons que les analyses factorielles sur les pratiques culturelles montrent régulièrement le poids des variables d’âge, de diplôme et de sexe (Glevarec, 2026).

Le Tableau 1 synthétise les trois variables composées (CS Individu, CS Ménage et variable socio-biographique), ainsi que les quatre variables sociodémographiques simples que sont l'âge, le diplôme, le revenu et le sexe ¹¹ . Ces dernières comprennent plus de catégories que la variable socio-biographique n’en contient ; elles permettent de comparer le poids relatif de chacune d’elles dans l’explication de la pratique.

Comme le montre le Tableau 1, la variable « socio-biographique » que nous avons proposée apporte très majoritairement (sauf pour la sortie au théâtre) – 25 fois sur 34 pratiques testées – un gain statistique par rapport à la nomenclature de la CS de l'individu ou de la CS Ménage. Ainsi, par exemple, la variable culturelle « explique » 11,5% de la sortie au cinéma, davantage que les CS Individu ou Ménage (7,5% et 5,6%), 9,2% de la visite de musée ou d’exposition, 6,2% de celle des monuments historiques ou encore 9,2% de la lecture quotidienne (contre 6,6%, 5,1% et 4,5% pour la CS). Elle est seulement moins explicative que la CS pour le fort visionnage de la télévision et la forte écoute de la radio, l’assistance au concert de rock et la commensalité où il faut faire l’hypothèse que d’autres variables que les variables simples sont impliquées, comme la situation personnelle par exemple (la vie en solo, etc.). Elle est aussi plus explicative que la CS pour des comportements ou des compétences comme la maîtrise d'une ou plusieurs langues étrangères, l'état de santé et la pratique sportive, ainsi que la possession immobilière ¹² .

Il est des cas où la variable « socio-biographique » est moins explicative qu'une variable simple (trois colonnes de droite) : c'est le cas par rapport à l'Age seul, par exemple pour la visite de monuments historiques, la sortie au spectacle de cirque et de rue, la visite de zoo, l'écoute du rap, le jeu vidéo, l'usage des réseaux sociaux et de la presse papier, qui sont des pratiques fortement déterminées par l'âge des individus. C'est aussi le cas par rapport au Diplôme pour des pratiques où cette variable est première : le théâtre, les musées et expositions, les monuments historiques et les vacances répétées plus de trois fois dans l'année. Enfin, le Revenu apparaît décisif pour des acquisitions onéreuses comme l'achat d'un appareil photo numérique.

Concernant la variable CS Ménage, il est des cas notables où elle fait gagner en explication par rapport à la seule prise en compte de la CS de l'individu, ce sont tous ceux où la prise en compte de la CS du conjoint favorise une pratique : c'est le cas pour la sortie au théâtre, l'écoute de la musique classique, la pratique d'une activité physique, la lecture de policiers, le visionnage de films d'auteurs, la visite de musées ou d'expositions, de monuments historiques, l'intérêt pour l'actualité politique, les vacances répétées ou la possession d'un appareil photo numérique. Ce sont là des pratiques où le diplôme et le revenu – essentiellement – du partenaire jouent positivement. A l'inverse, faut-il voir dans les cas où la CS du Ménage est moins explicative que la CS de l'individu des exemples de pratiques plus fortement liées à l'individu lui-même, à ses caractéristiques propres, ou des situations où le partenaire défavorise une pratique ?

Un pouvoir explicatif de la CS plus présent dans les années 1970

Afin de procéder à une comparaison historique sur des variables similaires ou proches, nous avons calculé le R2 à partir des données de l’enquête EPCF de 1973, portant sur 1 987 Français âgés de 15 ans et plus, représentatifs de la population nationale ¹³ . Pour 1973, il n’est pas possible de construire la variable CS Ménage, car l’enquête ne fournit que la CS du « chef de ménage », la plupart du temps celle de l’homme. De même, la variable de revenu n’est pas disponible, ce qui empêche la construction d’une variable composée diplôme – revenu.

Les R2 de l'enquête EPCF 1973 montrent de nouveau le poids explicatif de la variable socio-biographique par rapport à la CS Individu mais avec une étendue moindre (12 cas contre 20 pour la variable sociobiographique sur 32 pratiques) (Tableau 2). C'est le cas pour les sorties (cinéma, théâtre, musée, expositions, concerts de musique pop / jazz ou de « grande musique »), le visionnage de la télévision, l'écoute de la musique pop ou classique, la lecture des romans policiers ou classiques, le visionnage des émissions sur l'histoire ou la littérature, la lecture d'un quotidien, l’utilisation d’un appareil photo, la couture, l’écriture amateur, la sortie le soir et la pratique de l'éducation physique. Dans la grande majorité des cas, ce poids de la variable sociobiographique est associé au poids de la variable de l'âge, voire du sexe (par exemple, dans le cas de la couture).

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Tableau 2.

Comparaison du pouvoir explicatif de la CS Individu, de la variable socio-biographique (sexe/âge/diplôme) et des variables simples (âge, diplôme et sexe) sur des variables de pratiques culturelles et de comportements en 1973

Source : EPCF 1973 ; Ensemble des Français de 15 ans et plus (N = 1 987) ; PseudoR2 de McFadden. Pour chaque sous-ensemble les valeurs les plus fortes en ligne ont été mises en gras.

Chaque pratique est dichotomisée en 2 modalités présence / absence.

Légendes : (1) Agri. exploitants-industriels-gros commerçants, ouvriers, art.-petits commerçants, cadres-prof. libérales, cadres moyens, employés, femmes inactives de moins de 60 ans, retraités ; (2) Var composée : Sexe : homme/femme ; diplôme : inf. bac/sup. ou égal au bac ; âge : inf.40 ans/sup. ou égal à 40 ans ; * au cours de l'année

Références de la régression : CS Individu (ref. cadre moyen) ; CS Actifs (ref. cadre moyen) ; Var. socio-biographique (ref. Fe < 40 ans < Bac) ; âge (ref. 25-39 ans) ; diplôme (ref. brevet-CAP) ; sexe (ref. femme).

Exemple de lecture : la CS de l'individu « explique » 12,5% de la sortie au cinéma en 1973.

Cependant, la CS Individu a une valeur explicative plus souvent présente pour certaines pratiques culturelles qu’en 2018 : la radio, la visite patrimoniale, le cirque, le festival, le zoo, la possession de livres, le cinéma à la télévision, le théâtre en amateur, les promenades, les vacances, le piano et la possession d’une résidence secondaire. Cette valeur est tantôt corrélée avec une valeur explicative de l'âge, tantôt à une valeur explicative du diplôme.

Le retrait relatif du pouvoir explicatif de la CS entre 1973 et 2018 sur les pratiques culturelles peut s’expliquer par un double processus : une individualisation des pratiques permise par une diversification accrue de l’offre culturelle venant offrir un espace de différenciation aux styles de vie (Glevarec, 2025). Même si l’âge et le sexe jouent déjà un rôle important en 1973 – ce qu’on relève au réexamen des analyses factorielles issues de La Distinction de P. Bourdieu (Glevarec, 2021) –, la CS conserve un pouvoir explicatif autonome sur un ensemble de pratiques. A l’inverse, en 2018, les effets d’âge, de génération, de sexe et de diplôme tendent à concurrencer, voire à supplanter, les effets strictement socioprofessionnels.

L’hypothèse d’une baisse de fiabilité du codage de la PCS liée à la complexification et à l’euphémisation des intitulés professionnels (« conseillers », « responsables », etc.), qui rendraient cette variable moins robuste, en 2018, que le sexe, l’âge ou le diplôme, doit être nuancée. On doit souligner la stabilité des règles de codage et la maîtrise globale du dispositif malgré une complexité accrue. Si des erreurs existent, elles ne sont pas propres à la PCS et peuvent être appliquées aussi aux biais de sous-déclaration affectant la variable scolaire dans un contexte de massification des diplômes.

L'exercice mené ici montre que, confrontée à une autre variable construite de type socio-biographique, la CS n'a pas le pouvoir explicatif qu'on lui prête peut-être trop délibérément actuellement et par le passé, et que ce pouvoir s'est affaibli pour un certain nombre de pratiques culturelles et sociales en 2018 par rapport à 1973. Si son pouvoir explicatif est articulé à l'idée qu'elle incarne le principe d'engendrement d'un grand nombre de pratiques, lui-même identifié à la classe sociale, alors la confrontation avec une variable qui mobilise le sexe, l'âge et le diplôme, plutôt que la profession, le revenu et le diplôme nuance cette puissance explicative pour les pratiques culturelles notamment et souligne a contrario la valeur structurante et explicative d'une telle variable socio-biographique dans la France contemporaine ¹⁴ .