La pauvreté en héritage

Télécharger la note d'analyse 158

Pour éclairer les mécanismes de cette persistance, nous décomposons l’effet de la pauvreté à l’adolescence en effets directs et indirects, via trois médiateurs principaux : le niveau de diplôme atteint, la parentalité et le contexte socioéconomique de la commune de résidence en début de vie adulte. Les canaux diffèrent selon le sexe : chez les hommes, le diplôme concentre l’essentiel de l’effet ; chez les femmes, la parentalité accroît nettement le risque d’éloignement du marché du travail, quand il a l’effet inverse chez les hommes. Enfin, la pauvreté agit tôt et durablement sur le diplôme, principal médiateur de la probabilité d’être NEET, via des canaux scolaires observés en sixième : les difficultés précoces concentrent l’essentiel de la médiation conduisant à une sortie du système scolaire sans baccalauréat, tandis que d’autres facteurs – tel le contexte social du collège – réduisent également les chances d’obtention d’un diplôme de niveau élevé.

Ces résultats appellent à une réflexion sur les bons leviers d’action publique : intervenir le plus tôt possible et investir davantage dans l’enfance ; dans le secondaire, promouvoir la mixité sociale et des politiques de réduction des inégalités. La baisse démographique en France offre une fenêtre d’opportunité pour cibler ces investissements et mettre en œuvre différentes politiques efficientes. À l’âge adulte, il s’agit de réduire la pénalité liée à la parentalité et les inégalités entre les femmes et les hommes sur le marché du travail, ainsi que d’améliorer les opportunités locales d’emploi, notamment pour les moins diplômés, et, in fine, de favoriser la mobilité sociale en cours de carrière afin de lutter contre la reproduction de la pauvreté.

Les opinions exprimées engagent leurs auteurs
et n'ont pas vocation à refléter la position du gouvernement.

Introduction

En France, près d’un adulte sur quatre ayant connu une situation de précarité à l’adolescence est pauvre au sens de l’indicateur français des conditions de vie[1], tandis que près d’un sur trois dont les parents appartenaient au premier quintile de revenus y demeure toujours à l’âge adulte[2]. Cette note se penche sur cette persistance intergénérationnelle de la pauvreté et les mécanismes par lesquels les conditions socioéconomiques les plus précaires perdurent de génération en génération, des parents jusqu’aux enfants. Autrement dit, un enfant pauvre aura un risque bien plus élevé de le rester à l’âge adulte, du fait de l’impact multidimensionnel qu’auront exercé ses conditions de vie sur différentes dimensions liées à son bien-être et à son bon développement tant cognitif, social, sanitaire que personnel. Ces effets se cumulent et se renforcent tout au long de l’enfance, jusqu’à l’âge adulte.

Historiquement, les premiers travaux éclairant un pan initial de ce phénomène de persistance s’appuyaient sur des enquêtes transversales (observant des personnes une seule année), reliant le statut professionnel des pères à celui des fils à des âges comparables[3]. Plus tard, ceux mobilisant des données longitudinales (observant les mêmes personnes sur une longue période) ont permis d’affiner les connaissances sur la mobilité intergénérationnelle en reliant directement les revenus des parents à ceux des enfants devenus adultes[4].

Ces études, qui examinent l’ensemble de la distribution des revenus, ne saisissent toutefois pas la singularité de la pauvreté et de sa reproduction. Elles en occultent des dimensions essentielles telles que l’âge d’exposition (prénatal, petite enfance, adolescence), sa durée (chronique ou transitoire) ou encore son degré d’intensité. Dès les années 1990, un nouveau courant de recherche s’est ainsi attaché à mesurer précisément cette persistance aux États-Unis, en analysant les trajectoires de maintien ou d’extraction de la pauvreté entre l’enfance et l’âge adulte[5]. Ces travaux ont permis de démontrer que la probabilité d’être pauvre à l’âge adulte est nettement plus élevée pour celles et ceux ayant connu la pauvreté dans l’enfance, et ce, même après avoir pris en compte un large ensemble de caractéristiques familiales observées[6]. Ces effets se révèlent d’autant plus marqués que l’exposition est chronique et précoce : les personnes concernées présentent, à l’âge adulte, des niveaux de revenu, de formation et de santé significativement plus faibles[7]. D’autres études se sont également penchées sur le coût économique substantiel de la pauvreté dans l’enfance, estimé entre 4 % et 5,4 % du PIB par an aux États-Unis[8]. Ce n’est que très récemment que des travaux de comparaison internationale fondés sur des données longitudinales harmonisées ont vu le jour, soulignant l’importance du système sociofiscal pour réduire les désavantages initiaux et expliquer les différences de persistance entre pays développés[9].

Si le constat de sa reproduction entre générations est posé, il reste toutefois difficile de retracer précisément la manière dont elle influe, de l’enfance à l’âge adulte, sur le développement des enfants, tant ses effets sont multidimensionnels et cumulatifs – l’identification causale restant bien souvent délicate[10]. Plusieurs études ont toutefois cherché à mesurer l’impact de la pauvreté sur différentes dimensions liées à leur bon développement, principalement à partir de mesures fondées sur le revenu. Sur le plan sanitaire, on observe ainsi des associations significatives entre le revenu des ménages et divers indicateurs de santé chez l’enfant (faible poids, hospitalisation prolongée, maladie chronique). Cette vulnérabilité sanitaire précoce entrave l’accumulation de capital humain, diminue les chances de réussite scolaire et se répercute à l’âge adulte par des revenus plus faibles et une santé dégradée[11]. Parallèlement, des écarts cognitifs apparaissent dès les cinq premières années de vie[12], période de forte plasticité du cerveau[13], et se consolident au fil de la scolarité[14]. Sur le plan socioémotionnel, la pauvreté, notamment persistante, est associée à davantage de troubles internalisés et externalisés, que ce soit dans la petite enfance ou à l’adolescence[15]. Enfin, grandir en situation de pauvreté expose précocement à des contraintes physiques (bruit, surpeuplement, etc.) et psychosociales (insécurité matérielle, stress parental, etc.)[16]. Ces contraintes engendrent un stress chronique, qui active de façon répétée chez l’enfant différents systèmes physiologiques – ce que l’on appelle la « charge allostatique » – et peut altérer progressivement plusieurs dimensions jusqu’à l’âge adulte, tels la mémoire de travail, la santé ou encore l’équilibre socioémotionnel[17].

En France, l’absence jusqu’à aujourd’hui de données longitudinales couvrant une période suffisamment longue fait que les trajectoires de pauvreté de l’adolescence à l’âge adulte – ainsi que les effets les plus précoces de la pauvreté – demeurent très peu documentées. Pourtant, quels que soient les indicateurs usuels utilisés, les enfants restent les plus exposés, et leur taux de pauvreté a augmenté ces dernières décennies[18]. Pour retracer en partie leurs trajectoires jusqu’à l’âge adulte, les chercheurs ont jusqu’ici eu recours à des questionnaires transversaux interrogeant rétrospectivement les adultes sur leurs circonstances familiales à l’adolescence. Harmonisée au niveau européen, cette approche permet la comparaison entre pays et a mis en évidence le niveau de diplôme comme médiateur central de cette persistance[19]. Malgré certains avantages pour mesurer la pauvreté des enfants[20], cette méthodologie présente plusieurs limites : elle ne retrace pas finement les trajectoires jusqu’à l’âge adulte, ne permet pas de quantifier les effets de la pauvreté au moment où les écarts se fabriquent – à l’école, par exemple – et n’appréhende ni l’intensité ni la persistance de l’exposition.

Nous levons ici ces limites en proposant une analyse de la persistance intergénérationnelle de la pauvreté à partir d’une cohorte d’individus suivis pendant seize ans, de l’entrée en sixième jusqu’au début de l’âge adulte (26-27 ans). En observant ces individus jusqu’à un âge où ils sont encore en construction, il est possible de se placer en amont des constats de reproduction de la pauvreté effectués dans de précédents travaux de France Stratégie[21] et d’approfondir les mécanismes à l’oeuvre. Cela est rendu possible par l’appariement de deux enquêtes longitudinales : le panel de la Direction de l’évaluation, de la prospective et de la performance (DEPP) des élèves entrés en sixième en 2007 et l’enquête Entrée dans la vie adulte (EVA) de l’Institut national de la statistique et des études économiques (Insee). La première documente finement leurs parcours scolaires dans le secondaire, tandis que la seconde suit leurs trajectoires après la formation initiale. Ces données nous permettent alors d’estimer dans quelle mesure l’exposition à la pauvreté à l’entrée au collège – selon son intensité et le sexe de l’individu – se répercute, à 26-27 ans, sur son profil de risque de pauvreté[22].

La première partie introduit un indicateur original d’intensité de la pauvreté à l’entrée au collège, permettant de documenter les contextes familiaux et les parcours scolaires des élèves en sixième. La deuxième partie retrace les trajectoires de cette cohorte seize ans plus tard afin d’évaluer l’influence de la pauvreté à l’entrée au collège sur divers indicateurs de risque de pauvreté. Elle examine comment ces effets diffèrent selon le sexe, mettant ainsi en évidence une « surpénalité féminine » significative en début de vie adulte, robuste au contrôle des caractéristiques familiales d’origine. Enfin, la troisième partie quantifie les effets directs et indirects de la pauvreté au travers de différents médiateurs, du secondaire jusqu’au début de la vie adulte, dégageant ainsi des leviers d’action publique pour lutter contre sa reproduction.

Être un jeune adolescent en situation de pauvreté : mesures et caractéristiques

De la mesure de la pauvreté des adultes… aux enfants

La pauvreté est un phénomène multidimensionnel : en raison de la complexité des réalités sociales qu’elle recouvre, aucune définition ne fait pleinement consensus. Au sens de l’Union européenne, sont pauvres _ les personnes dont les ressources (matérielles, culturelles et sociales) sont si faibles qu’elles sont exclues des modes de vie minimaux acceptables dans la société[23]. Parce qu’il est difficile de la définir, sa mesure fait par conséquent également débat. Progressivement, quatre grandes approches se sont imposées, chacune apportant un éclairage différent. Parmi elles, l’approche monétaire – la plus plébiscitée dans le débat public – est, en Europe, définie par un critère relatif[24]. Elle considère comme « pauvres » les personnes vivant avec moins de 60 % du niveau de vie médian[25]. L’approche par les conditions de vie porte sur les dépenses en mesurant le cumul de privations de biens et de services subies par les membres d’un foyer faute de ressources financières[26]. L’approche administrative (ou relationnelle vis-à-vis de l’État), inspirée des travaux de Georg Simmel[27], considère que c’est le recours à l’assistance publique qui détermine le statut de pauvreté[28]. Enfin, l’approche subjective (ou ressentie) repose sur la perception qu’ont les individus de leurs propres ressources ou de leur niveau de consommation[29]. Ces approches – dont les indicateurs peuvent varier – n’identifient pas complètement les mêmes segments de population, car elles saisissent des dimensions différentes de la pauvreté. Leur principale limite est de reposer le plus souvent sur des enquêtes menées auprès des « ménages ordinaires », excluant par définition une partie des personnes les plus précaires (personnes vivant en institution, sans domicile fixe, populations mobiles) et, bien souvent, en France, celles vivant dans un territoire d’outre-mer. 

Si les difficultés à définir et à mesurer la pauvreté sont importantes chez les adultes, elles s’accentuent encore lorsqu’on s’intéresse aux enfants. Ici, nous entendons par « enfant pauvre » un enfant qui n’a pas accès aux besoins essentiels à son bien-être et à son développement, tant cognitif que sanitaire, social et personnel. Selon les indicateurs conventionnels présentés plus haut, la pauvreté des enfants est très élevée : plus d’un enfant sur cinq vit sous le seuil monétaire, avec un risque nettement accru dans les familles nombreuses et monoparentales[30], alors même que les échelles d’équivalence utilisées sous-estiment ce risque pour ces ménages[31]. Ces indicateurs reposent toutefois sur des hypothèses contestables – comme le partage égal des ressources financières au sein du ménage, ou le fait qu’une privation déclarée par le ménage est réputée subie par tous ses membres – alors que des travaux qualitatifs ont montré que, dans les familles pauvres, les parents priorisent d’abord les besoins des enfants[32]. Ainsi, pour mieux refléter les privations spécifiques des enfants, un indicateur européen a été créé : il prend à la fois en compte certains de leurs besoins individuels, et est complété par d’autres, relatifs aux besoins globaux du ménage[33]. S’il n’identifie pas exactement les mêmes populations d’enfants, cet indicateur reste toutefois corrélé aux mesures plus conventionnelles, notamment quand on superpose les différentes approches[34]. Puisqu’un tel indicateur spécifique aux enfants fait défaut, la meilleure stratégie est alors de combiner ces différentes approches pour améliorer l’identification des enfants pauvres. 

Construire un indicateur d’intensité de la pauvreté à l’adolescence

Pour analyser les trajectoires des individus depuis leur entrée au collège jusqu’aux premières années de la vie adulte, nous mobilisons des données longitudinales issues de l’appariement entre le panel des élèves entrés en sixième en 2007 (DEPP) et l’enquête Entrée dans la vie adulte (Insee)[35]. Ce dispositif permet de suivre le parcours de ces jeunes sur seize années au total. Il inclut notamment les élèves vivant dans les départements et régions d’outre-mer – à l’exception de Mayotte –, mais aussi ceux résidant en communauté, généralement exclus des enquêtes fondées sur les ménages vivant en logements ordinaires. Or, ces populations comptent parmi les plus exposées à la pauvreté, et leur présence dans le panel offre une vision plus complète des trajectoires d’adolescents faisant face aux plus grandes difficultés (voir Encadré 1). 

En 2008, les familles de ces jeunes adolescents ont fourni des informations détaillées sur leur environnement familial, leur situation économique et leurs conditions de vie. Ce matériau offre un cadre unique pour appréhender la complexité des situations de pauvreté vécues durant cette période. Comme nous l’avons rappelé, aucune mesure unique ne peut parfaitement résumer une réalité aussi plurielle : si les différentes approches de la pauvreté – économique, matérielle, administrative ou ressentie – sont en corrélation, elles ne renvoient pas pour autant aux mêmes segments de la population car elles renseignent des types de difficultés diverses. Partant du postulat que c’est bien le chevauchement entre ces différentes dimensions qui peut au mieux identifier une situation de pauvreté, nous avons construit un indicateur multidimensionnel d’intensité de la pauvreté, intégrant simultanément ces dernières, que nous appelons « vulnérabilité ».

Concrètement :

Vulnérabilité économique : mesurée à partir de l’ensemble des revenus du ménage[37], avant impôts (sans ajustement pour la taille du ménage[38]). Sont considérés comme économiquement pauvres les élèves dont les parents se situent parmi les 20 % des ménages aux revenus les plus faibles en France. Cette mesure ne correspond donc pas à la définition statistique classique de la pauvreté monétaire : elle permet plutôt d’identifier les ménages exposés à des contraintes économiques fortes au sens le plus large possible.

Vulnérabilité matérielle : appréhendée à travers l’absence d’un ordinateur ou d’un accès à Internet dans le ménage. En 2008, ces équipements étaient déjà présents dans une très grande majorité des foyers avec enfants et constituaient des ressources essentielles pour la scolarité comme pour la vie sociale. Leur absence traduit donc une privation matérielle significative, signalant une situation de précarité prononcée au sein de l’environnement domestique.

Vulnérabilité ressentie : elle se fonde sur la perception des familles, mesurée par la déclaration selon laquelle le coût des études est lourd ou difficile à assumer. Dans un contexte où le coût de la scolarité en sixième est modeste, exprimer une telle difficulté constitue ainsi un bon indicateur de la pauvreté ressentie, reflétant une contrainte budgétaire pesante.

Vulnérabilité administrative : mesurée par le statut de boursier, attribué en fonction du revenu fiscal de référence rapporté au nombre d’enfants à charge dans le foyer. Malgré certaines situations de non-recours, cette aide cible les familles les plus modestes – son taux étant proche de celui de la pauvreté des enfants en France – et marque pour elles une première relation d’assistance avec les pouvoirs publics.

Parmi les individus encore présents dans l’enquête en 2023 (voir Encadré 1), 18,2 %[39] étaient en situation de vulnérabilité économique en 2008, 16 % matérielle, 23,3 % ressentie, et enfin 21,6 % dans sa dimension administrative. Le schéma 1 présente un diagramme de Venn, un outil permettant de visualiser graphiquement le degré de recouvrement entre plusieurs ensembles. Il montre comment les différentes formes de pauvreté se superposent ou, au contraire, concernent des populations distinctes.

On y voit que certaines dimensions, comme la pauvreté économique et la pauvreté fondée sur critères sociaux (administrative), se recoupent fréquemment, traduisant une proximité logique entre faibles revenus et recours aux aides publiques. D’autres, comme la pauvreté ressentie ou la pauvreté matérielle, touchent aussi des adolescents qui ne cumulent pas nécessairement plusieurs difficultés, révélant des expériences plus spécifiques, et pour certains plutôt des formes de « vulnérabilité » que des situations de pauvreté. Enfin, près de 44,4 % des jeunes connaissent au moins une de ces formes de vulnérabilité, contre 55,6 % aucune.

À partir du recouvrement des quatre types de vulnérabilité, nous pouvons construire un indicateur multidimensionnel de pauvreté qui mesure l’intensité de l’exposition à la pauvreté en fonction du nombre de dimensions dans lesquelles chaque élève est affecté (voir Schéma 2). Ainsi, 55,6 % des élèves ne sont confrontés à aucune forme de vulnérabilité, tandis que 22,5 % en connaissent une seule dimension. Les 21,9 % restants cumulent au moins deux formes : 11,8 % sont touchés par deux dimensions (pauvreté « non sévère ») et 10,1 % par trois ou quatre (pauvreté « sévère »)[40].

Contextes familiaux et parcours scolaires à l’épreuve de la pauvreté

On le sait, certaines caractéristiques sont associées à un risque nettement plus élevé d’exposition à la pauvreté au sein des ménages (chômage, faible niveau de diplôme, etc.)[41]. Les enfants grandissant en situation de pauvreté sont également surreprésentés dans certaines configurations familiales, en particulier dans les familles monoparentales[42]. Le tableau 1 ci-dessous, qui analyse les caractéristiques familiales des jeunes adolescents selon notre indicateur multidimensionnel, confirme sans surprise que les élèves en situation de pauvreté (sévère ou non) vivent en moyenne bien plus souvent en famille monoparentale, ont des parents nettement moins diplômés, appartiennent plus fréquemment à des ménages où les deux parents sont immigrés, et sont plus souvent nés à l’étranger ou dans une région d’outre-mer. 

Notre indicateur met en outre en évidence l’intensité toute particulière des difficultés auxquelles sont confrontés les élèves en situation de pauvreté sévère. Il fait en effet apparaître un net gradient d’intensité des difficultés : tout d’abord entre les élèves non pauvres et les élèves vulnérables (provenant de ménages modestes), mais ensuite, et sans commune mesure, entre ces derniers et ceux en situation de pauvreté, notamment sévère. Par exemple, la monoparentalité concerne près d’un enfant sur deux en pauvreté sévère et environ un sur trois en pauvreté non sévère (contre 6 % chez les non-pauvres, et 14 % chez les élèves vulnérables). De même, pour près d’un jeune sur deux en situation de pauvreté sévère, le diplôme le plus élevé des parents est le brevet ou moins (environ un sur trois en pauvreté non sévère, 5 % chez les non-exposés[43]).

Dans le prolongement de ces constats, et conformément à la forte corrélation entre milieu d’origine et trajectoires scolaires, les élèves en situation de pauvreté présentent également, dès l’entrée en sixième, des parcours plus heurtés que leurs camarades (voir Annexe 3). En effet, plus l’intensité de la pauvreté augmente, plus la proportion d’enfants entrés en maternelle tardivement (après l’âge de 3 ans) s’accentue, tout comme le risque d’arriver « en retard » à l’entrée en sixième ou encore d’être scolarisé dans un collège relevant de l’éducation prioritaire. Par exemple, si près de 8 % des adolescents non pauvres ont redoublé en primaire, ce taux atteint 16 % chez les élèves vulnérables et près de 31 % chez ceux en situation de pauvreté sévère (28 % non sévère). Les aspirations des parents pour leurs enfants sont également plus limitées : si, parmi les parents d’élèves non exposés à la pauvreté, plus de la moitié envisagent dès la sixième un baccalauréat général comme orientation pour leurs enfants, ce n’est le cas que de 28 % des parents d’élèves en situation de pauvreté sévère. In fine, ces différences de parcours se reflètent dans les acquis mesurés[44].

En fin de sixième, des épreuves psychométriques standardisées permettent une comparaison fine des compétences sur un nombre important d’items[45](voir Graphique 1). Nous mobilisons le score global (agrégé et standardisé), classé en quintiles. Ainsi, près de quatre élèves sur dix en situation de pauvreté sont dans le premier quintile, c’est-à-dire qu’ils ont un score parmi les 20 % les plus faibles (contre 11 % chez les non-pauvres), tandis que la présence dans le dernier quintile (20 % des scores les plus élevés) tombe à environ 7 % (contre 28 % chez les non-pauvres). Autrement dit, les inégalités d’environnement et de parcours se traduisent en inégalités d’acquis en sixième. Ce constat se retrouve également en termes de compétences socioémotionnelles lorsqu’on analyse le sentiment d’efficacité scolaire des élèves[46], une caractéristique qui influe sur la réussite scolaire et, plus tard, l’insertion professionnelle[47] (voir Annexe 5).

De l'adolescence à l'entrée dans la vie adulte : conditions de vie et « surpénalité féminine »

En 2007-2008, à l’entrée au collège, les élèves confrontés à la pauvreté cumulaient ainsi de nombreuses fragilités scolaires. Seize ans plus tard, à 26-27 ans, que sont devenus ces adolescents ? Le tableau 2 permet d’observer leur situation en début de vie adulte. Les difficultés observées dès la sixième se prolongent jusqu’à la fin de la formation initiale, avec des niveaux de diplôme nettement plus faibles chez celles et ceux exposés à la pauvreté à l’entrée au collège. Parmi les non-exposés, plus d’une personne sur deux est diplômée du supérieur long, contre 18 % parmi celles et ceux ayant connu une pauvreté sévère (24 % chez les « non-sévères »). À l’inverse, près de quatre personnes sur dix passées par une pauvreté sévère quittent la formation sans le baccalauréat (30 % chez les « non-sévères »), contre environ une sur dix parmi les non-exposés.

Ces écarts se traduisent par une insertion sur le marché du travail bien plus difficile : à 26-27 ans, 28 % des personnes passées par une pauvreté sévère ne sont ni en emploi, ni en études, ni en formation (NEET), contre 10 % parmi les non-exposés (19 % chez les « non-sévères »). Parmi celles et ceux qui occupent un emploi, la structure des catégories socioprofessionnelles est également moins favorable. Enfin, les jeunes adultes ayant connu la pauvreté à l’entrée au collège vivent plus souvent toujours avec leurs parents, ont plus souvent déjà eu au moins un enfant ou encore sont moins mobiles géographiquement. Les trajectoires des jeunes issus de milieux modestes (« vulnérables ») se situent finalement dans un entre-deux : études plus courtes et risque de NEET plus élevé que chez les non-exposés, mais des écarts sans commune mesure avec ceux observés chez les jeunes qui ont été exposés à la pauvreté.

Pour les personnes occupant un emploi salarié, un indicateur complémentaire, plus fin que la seule catégorie socioprofessionnelle, est le salaire net. Le graphique 2 page suivante en présente, pour la cohorte, les quintiles et met en évidence une prévalence d’anciens élèves pauvres en bas de la distribution. En effet, près d’un tiers de celles et ceux ayant connu une pauvreté sévère se situent parmi les 20 % de salaires les plus faibles, constat d’autant plus frappant que ces chiffres excluent par définition la forte proportion d’entre eux éloignée de l’emploi (NEET). Toutefois, nous observons également de l’hétérogénéité dans les trajectoires : près de un sur dix, parmi ceux qui étaient en situation de pauvreté à l’entrée au collège, ont un salaire parmi les 20 % les plus élevés, traduisant une forte ascension sociale, notamment acquise par le biais de l’obtention d’un diplôme du supérieur[48].

Le paradoxe de la « surpénalité féminine »

Seize ans après leur entrée au collège, les anciens élèves pauvres accèdent à la vie adulte dans des conditions, en moyenne, nettement moins favorables. Les sorties précoces du système éducatif sont plus fréquentes, le risque d’être ni en emploi, ni en études, ni en formation (NEET) est plus élevé et, lorsqu’ils accèdent à l’emploi, celui-ci se concentre plus souvent dans les positions les moins qualifiées et les moins rémunératrices – avec des écarts d’autant plus marqués que la pauvreté initiale était intense. Reste une question centrale : ces trajectoires se dessinent-elles de la même manière selon le sexe ? Nos précédents travaux ont montré sur une cohorte plus âgée (30-54 ans) que la reproduction de la pauvreté est plus marquée pour les femmes en France[49]. Si, chez les hommes, les écarts de taux de pauvreté avec la population non exposée à la pauvreté à l’adolescence s’expliquent majoritairement par des différences de parcours éducatifs, la persistance de la pauvreté chez les femmes tient également à d’autres facteurs tels que la monoparentalité. Les perspectives d’ascension sociale au cours de la carrière sont également moins fréquentes chez les femmes en début de carrière que chez les hommes[50], tandis que les trajectoires de très bas revenus sont plus persistantes pour elles[51]. Sur une cohorte plus jeune et plus récente, peut-on déjà en observer les prémices avec une persistance des conditions de vie défavorables plus importante pour les femmes ?

Le graphique 3 ci-dessous illustre la distribution des diplômes selon le sexe et le statut de pauvreté à l’adolescence. Comme attendu, les femmes accèdent en moyenne davantage à l’enseignement supérieur, y compris parmi les plus pauvres. Ainsi, parmi celles et ceux qui ont connu une situation de pauvreté, 27 % des femmes obtiennent un diplôme du supérieur long, contre 16 % des hommes – soit un écart de 11 points de pourcentage. En cas de pauvreté sévère à l’adolescence, la différence est encore plus marquée : 23 % des femmes atteignent le supérieur long, contre 12 % des hommes. En bas de la distribution, les écarts entre hommes et femmes sont plus réduits[52]. L’avantage relatif des femmes en haut de la distribution ne remet toutefois pas en cause le constat d’ensemble : le niveau de diplôme décroît fortement avec l’intensité de la pauvreté initiale, et ce pour les deux sexes. 

Les femmes ayant connu la pauvreté à l’adolescence accèdent donc, en moyenne, à des niveaux de diplôme plus élevés que les hommes. Pourtant elles rencontrent des conditions d’entrée dans la vie adulte plus défavorables (voir Graphique 4 ci-dessous). Un bon indicateur de ces difficultés, pour de jeunes adultes, est la proportion de NEET. Parmi les non-exposés, cette proportion est proche entre femmes et hommes (autour de 10 %-11 %). En revanche, chez celles et ceux qui ont connu la pauvreté, les écarts se creusent : plus d’une femme sur quatre est NEET en début de vie adulte, contre un peu plus d’un sur cinq chez les hommes ; en cas de pauvreté sévère à l’adolescence, la proportion de femmes NEET culmine à un tiers, soit près de dix points de pourcentage de plus que chez les hommes. Comment expliquer un tel paradoxe ? Si l’élément le plus fondamental tient à la forte concentration des NEET parmi les femmes les moins diplômées, l’écart se constate également en haut de la distribution. Parmi les femmes sorties de formation initiale avec un diplôme inférieur au baccalauréat, la proportion de NEET dépasse en effet une sur deux lorsqu’elles ont connu une pauvreté sévère à l’adolescence (voir Tableau 3 après le Graphique 4). Chez les hommes, cette proportion demeure très élevée – elle avoisine un sur trois – mais reste nettement bien inférieure. À l’inverse, parmi les jeunes non exposés à la pauvreté à l’adolescence, l’écart femmes-hommes est très limité. À l’autre bout de la distribution, parmi les diplômés du supérieur, la proportion de NEET est identique chez les non-exposés (8 % pour les femmes comme pour les hommes). En revanche, chez celles et ceux qui ont connu la pauvreté à l’adolescence, elle demeure relativement stable chez les hommes tandis qu’elle double chez les femmes (le niveau d’études est alors moins protecteur pour ces dernières).

Ces observations soulignent un point central : si les femmes sont en moyenne plus diplômées, celles qui ne le sont pas s’exposent à un risque d’éloignement du marché du travail nettement plus élevé que les hommes – un écart qui n’apparaît pas chez les non-exposés à la pauvreté à l’entrée au collège. Une partie de ces écarts tient aux enfants : la part de femmes ayant déjà eu au moins un enfant est nettement plus élevée que chez les hommes[53], or la maternité constitue un facteur documenté de situation de NEET chez les femmes[54]. Ces inégalités ne se limitent pas à l’éloignement du marché du travail, mais se prolongent au contraire chez les salariés en emploi (voir Graphique 5). L’analyse des quintiles de salaire, sur des distributions séparées par sexe, montre une polarisation marquée : les femmes pauvres à l’adolescence se trouvent plus souvent dans les 20 % de salaires les plus faibles (30 %, contre 24 % chez les hommes pauvres à l’adolescence). En revanche, du fait d’un niveau moyen de diplôme plus élevé, elles sont aussi davantage présentes dans le dernier quintile (16 % contre 12 %). Finalement, pour celles qui n’obtiennent pas de diplôme élevé, les difficultés salariales sont plus prononcées que pour les hommes dans la même situation.

Un constat robuste, indépendamment des caractéristiques familiales

Au-delà du constat descriptif, il est important de distinguer ce qui relève de la pauvreté à l’adolescence elle-même de ce qui tient à des désavantages qui lui sont corrélés. En effet, nous avons mis en évidence un ensemble de caractéristiques familiales défavorisées à l’entrée en sixième – le niveau d’études des parents, le milieu social ou encore la structure du ménage –, associées à la pauvreté et influençant également les trajectoires individuelles. Par exemple, avoir des parents peu diplômés réduit la probabilité d’accès à l’enseignement supérieur et augmente, à l’inverse, celle d’une orientation vers des filières courtes ou professionnalisantes[55]. Or, un niveau de diplôme élevé protège contre le risque d’être NEET et s’accompagne, en moyenne, de salaires plus élevés. Ne pas tenir compte de ces facteurs pourrait conduire à attribuer à la pauvreté elle-même ce qui relève, pour partie, du capital scolaire familial. Cette distinction importe aussi pour l’action publique : selon que l’effet relève de la pauvreté elle-même ou de désavantages corrélés, les leviers de politiques publiques à mobiliser diffèrent.

Pour tenir compte de ces désavantages corrélés, nous estimons des modèles probit (voir Encadré 2), en nous concentrant sur trois indicateurs : la probabilité de sortir de formation initiale avec un diplôme inférieur au baccalauréat ; celle de n’être ni en emploi, ni en études, ni en formation (NEET) en 2023 ; et celle de percevoir un faible salaire (parmi les 20 % les plus faibles de la cohorte en emploi salarié) en 2023. Les modèles contrôlent dix caractéristiques exogènes – au sens où l’individu n’a pas d’influence sur elles – observées lors de leur entrée au collège[58]. Pour simplifier la lecture des résultats, nous transformons les coefficients du probit en effets marginaux moyens, interprétables comme des différences moyennes de probabilité par rapport à la catégorie de référence (les personnes non pauvres à l’entrée au collège). Si cette méthodologie ne permet pas de garantir avec certitude un lien de cause à effet, les différences entre nos groupes ne sont plus imputables à des caractéristiques familiales ou socio-démographiques corrélées à la pauvreté.

Le tableau 4 confronte, pour chaque indicateur, l’écart « brut » (descriptif, sans contrôle) et l’écart « contrôlé » (tenant compte des caractéristiques familiales à l’adolescence). Ainsi, l’écart de sortie du système scolaire sans baccalauréat entre les anciens adolescents confrontés à une pauvreté sévère et les non-exposés avoisine 30 points de pourcentage (colonne « Brut ») : 10 %, contre 40 %. Une fois prises en compte les caractéristiques familiales et socio-démographiques à l’entrée en sixième (colonne ­ Contrôlé ‑), cet écart se réduit nettement, mais demeure significatif : il atteint 9,7 points de pourcentage en cas de pauvreté sévère et 6,9 points en cas de pauvreté moins sévère.

Ce constat se vérifie concernant nos deux autres indicateurs (NEET, bas salaire) : les écarts observés sans contrôle se resserrent une fois contrôlées les caractéristiques familiales, mais demeurent significatifs. Autrement dit, à caractéristiques comparables à l’adolescence, avoir grandi dans une pauvreté sévère reste associé à une probabilité plus élevée d’être NEET (+5,1 points) et de percevoir un faible salaire en emploi (+6,7 points). Les écarts demeurent également notables pour les situations de pauvreté moins sévère (+3,2 et +4,9 points). En moyenne, la prise en compte de ces facteurs permet d’expliquer de l’ordre de deux tiers des différences observées initialement entre nos groupes.

Certaines différences moyennes de trajectoires entre femmes et hommes ayant grandi en situation de pauvreté posent question : relèvent-elles uniquement des inégalités de sexe qui structurent l’entrée dans la vie adulte – éloignement de l’emploi, écarts de salaire – ou bien traduisent-elles une véritable « surpénalité féminine » propre à l’expérience de la pauvreté ? Pour répondre à cette interrogation, nous analysons les effets de la pauvreté à l’entrée au collège en mesurant, pour nos trois indicateurs, les écarts par sexe et statut de pauvreté (femmes et hommes séparément). Ensuite, nous calculons la « surpénalité féminine », c’est-à-dire l’écart hommes-femmes entre pauvres (pour chaque catégorie) et non-pauvres (la double différence, voir Encadré 2supra) nous permettant de déterminer si les conséquences de la pauvreté sont plus marquées ou non pour les femmes. 

Le graphique 6[59] expose les coefficients concernant la probabilité d’être NEET, en regroupant également nos deux groupes de pauvreté (sévère ou non) dans une même catégorie (ensemble). Les résultats par sexe sont très frappants (partie gauche du graphique) : après contrôle, les estimations ne sont plus significatives parmi les hommes, tandis qu’elles demeurent importantes et significatives chez les femmes. Ainsi, une femme ayant connu une situation de pauvreté sévère à l’entrée au collège conserve une probabilité 9,6 points plus élevée d’être NEET qu’une femme non exposée (4,4 points en cas de pauvreté non sévère), ce que l’on ne retrouve pas parmi les hommes. La partie droite du graphique, qui rapporte la « surpénalité féminine » (la double différence), confirme ce constat : alors que l’écart femmes-hommes est quasi nul parmi les non-exposés (0,2 point), la pauvreté creuse cet écart au détriment des femmes. Cette surpénalité atteint 8,9 points de pourcentage pour les femmes ayant connu une pauvreté sévère (5,2 points en agrégeant nos deux groupes de pauvreté ensemble). Autrement dit, la pauvreté à l’adolescence pénalise bien plus fortement les femmes que les hommes en termes d’éloignement du marché du travail en début de vie adulte.

L’analyse des autres indicateurs (détaillés en Annexe 8) permet de poursuivre ce constat : même une fois en emploi, il existe toujours une « surpénalité féminine » en termes de probabilité de percevoir un bas salaire. En effet, l’écart femmes-hommes en termes de probabilité d’avoir un salaire parmi les 20 % les plus faibles est près de 5,5 points de pourcentage supérieur entre les plus pauvres à l’entrée au collège (sévères et non sévères ensemble), qu’entre les non-exposés[60].

Si le risque de sortir de formation initiale avec un diplôme inférieur au baccalauréat est similaire pour les femmes et les hommes, c’est donc à l’entrée dans la vie adulte que les écarts se creusent : d’abord via l’éloignement du marché du travail, puis en termes de niveau de salaire pour celles occupant un emploi.

Effets directs et indirects de la pauvreté : mécanismes de transmission en milieu scolaire et au début de la vie adulte

Le diplôme, principal facteur explicatif des écarts de conditions de vie en début de vie adulte

Les analyses menées jusqu’ici dressent un constat clair : même en tenant compte des caractéristiques familiales d’origine, les élèves confrontés à la pauvreté à l’entrée au collège restent davantage exposés au risque de sortir de formation initiale avec un faible diplôme, d’être NEET et de percevoir un bas salaire, avec une surpénalité marquée pour les femmes concernant ces deux derniers indicateurs. Reste toutefois à en préciser les mécanismes : par quels canaux s’opère l’influence de la pauvreté sur ces trajectoires, au point de conduire à une surexposition aux conditions de vie défavorables ? Agit-elle directement, toutes choses égales par ailleurs, ou au contraire via d’autres facteurs – et lesquels ? 

La littérature identifie depuis longtemps le niveau de diplôme comme principal vecteur de transmission des inégalités entre l’adolescence et la vie adulte[61]. Pour les femmes, la parentalité pourrait également jouer un rôle central : une récente étude sur données françaises montre que le « child penalty » (pénalité liée à l’arrivée d’un enfant) sur les revenus et l’accès à l’emploi est particulièrement marqué pour les mères peu diplômées en début de vie adulte[62]. Nous formulons enfin l’hypothèse d’un rôle du contexte socioéconomique local : les personnes ayant grandi en situation de pauvreté résident plus fréquemment dans des communes où les taux de pauvreté et de chômage sont élevés. Si ces caractéristiques ont un impact sur les salaires[63], des études sur données françaises ont également montré que, du fait notamment d’un effet de sélection, les personnes d’origine modeste « mobiles » provenant de territoires défavorisés sont plus diplômées que les « immobiles ». In fine, les faibles opportunités locales sur le marché du travail pénalisent alors fortement ces dernières, particulièrement lorsqu’elles sont moins qualifiées[64].

Pour mettre à l’épreuve empiriquement ces hypothèses, et comprendre plus spécifiquement leur rôle dans la « surpénalité féminine » mise en évidence en termes de probabilité d’être NEET, nous mobilisons un modèle d’équations structurelles (SEM - structural equation modeling). À la différence des approches de médiation simples, limitées à un médiateur unique, le SEM nous permet de modéliser simultanément différentes chaînes prédictives, au sein d’un cadre unifié, de quantifier leurs contributions relatives (voir Encadré 3 page suivante). Ainsi, nous décomposons les effets de trois médiateurs : le plus haut niveau de diplôme atteint, la parentalité (avoir au moins un enfant) et le contexte socioéconomique de la commune de résidence en 2023 (variable latente). Conformément à nos hypothèses, le niveau de diplôme atteint est placé en amont car il influence la probabilité d’avoir des enfants et la sélection résidentielle, et l’ensemble des estimations contrôle les caractéristiques familiales et sociodémographiques des individus. Enfin, pour des raisons de lisibilité et de puissance statistique, nous regroupons les personnes en situation de pauvreté (sévère ou non) à l’adolescence en une catégorie unique, comparée au groupe de référence des non-exposés[65].

Le Schéma 3 offre une première lecture synthétique des mécanismes à l’œuvre : il permet d’identifier visuellement les différents chemins reliant la pauvreté en sixième à la probabilité d’être NEET en début de vie adulte. Un constat central se dégage du diagramme : une fois les médiateurs pris en compte, l’effet direct de la pauvreté sur la probabilité d’être NEET n’est plus significatif. Autrement dit, l’empreinte de la pauvreté à l’adolescence se transmet bien essentiellement par les canaux identifiés. Parmi ceux-ci, le niveau de diplôme atteint occupe une place prépondérante : grandir en situation de pauvreté se traduit par une probabilité plus élevée d’obtenir un faible niveau de diplôme, et c’est principalement par ce canal que s’accroît l’éloignement du marché du travail. De plus, le niveau de diplôme influence également fortement la probabilité d’avoir un enfant à l’âge de 26-27 ans. La parentalité, qui exerce un effet significatif sur le risque d’être NEET, est ainsi influencée à la fois directement par la pauvreté, mais également par le biais de l’obtention d’un plus faible niveau de diplôme. Enfin, le contexte socioéconomique de la commune de résidence influence plus modestement ce risque, tout en demeurant statistiquement significatif. Il reste toutefois essentiel d’interroger le lien entre niveau de diplôme et parentalité : cette corrélation pourrait, dans certains cas, traduire une causalité inverse (l’arrêt des études serait provoqué par la parentalité). Les données à notre disposition nous permettent toutefois de relativiser en partie ce phénomène : si ces situations existent, elles demeurent rares, y compris au sein de ceux ayant connu une situation de pauvreté sévère à l’entrée au collège[67].

Pour bien comparer le poids de ces différents chemins, l’Annexe 10 quantifie ces contributions relatives. Ainsi, le diplôme concentre 44 % de l’effet total ; la parentalité en représente 15 % (dont environ la moitié transite par la voie passant par le diplôme), et le contexte communal 8 % (presque entièrement via des effets indirects). La part résiduelle correspond à l’effet direct, non significatif. Finalement, si les conditions de vie défavorables se transmettent bien d’abord via le niveau de diplôme atteint, s’y ajoutent des contraintes familiales liées à la parentalité précoce et des opportunités locales plus limitées, ce qui éclaire les leviers d’action publics permettant d’agir sur la reproduction de ces trajectoires défavorables[68].

Des différences de canaux marquées selon le sexe

Mais ces mécanismes sont-ils les mêmes selon le sexe ? Les résultats de la seconde partie de l’étude suggèrent fortement que non : parmi les personnes ayant connu la pauvreté à l’adolescence, les femmes présentent une surpénalité de risque d’être NEET. Pour mieux en comprendre les ressorts, nous estimons le même SEM pour les femmes et pour les hommes (analyse multigroupes) et confrontons les coefficients des différents chemins par sexe (voir Tableau 5). 

Trois principaux messages se dégagent. Premièrement, les effets de la pauvreté sur les médiateurs sont proches pour les deux sexes : elle abaisse le niveau de diplôme, accroît la probabilité de parentalité en début de vie adulte et est associée à la résidence dans des communes plus défavorisées. Deuxièmement, le diplôme pèse plus fortement sur la parentalité chez les femmes, et est également davantage associé – alors que cet effet ne ressort pas de manière significative chez les hommes – à la résidence dans une commune défavorisée, où les opportunités professionnelles sont limitées quand on sort de formation initiale avec un faible diplôme. Troisièmement, et c’est le point le plus éclairant pour la question de la « surpénalité féminine », les effets finaux diffèrent : chez les hommes, le diplôme explique bien l’essentiel du risque d’être NEET ; chez les femmes, la parentalité accroît très nettement ce risque, alors qu’au contraire elle le baisse chez les hommes. La parentalité pourrait ainsi créer une incitation forcée à l’emploi chez les hommes (chute du salaire de réserve), même en cas de contrats précaires et/ou d’horaires atypiques. L’effet « breadwinner » (pourvoyeur de ressources) demeure important, notamment dans les milieux populaires où l’homme reste institué comme le garant financier du foyer[69]. Au-delà du levier scolaire, des politiques ciblant les contraintes liées à l’arrivée d’un enfant et l’amélioration des opportunités locales peuvent limiter d’autant plus la reproduction de la pauvreté chez les femmes.

En milieu scolaire, un effet précoce et durable de la pauvreté

Si les canaux expliquant l’association entre le fait de grandir en situation de pauvreté et le risque d’être NEET diffèrent selon le sexe, le diplôme demeure toutefois le premier moteur de la persistance des conditions de vie défavorables entre l’adolescence et l’âge adulte. La probabilité de sortir de formation initiale avec un diplôme inférieur au baccalauréat a notamment été mise en évidence comme un écart majeur entre adolescents exposés ou non à la pauvreté, et accroît significativement les risques de conditions de vie défavorables en début de vie adulte. Pour clore l’analyse, nous examinons les mécanismes de transmission à l’œuvre au cours du secondaire, susceptibles d’expliquer la plus forte probabilité de sortie du système scolaire sans baccalauréat parmi les adolescents en situation de pauvreté, au moyen d’un nouveau modèle d’équations structurelles (SEM). 

Plus précisément, nous analysons simultanément quatre médiateurs : les difficultés scolaires passées, approchées par un proxy[70] ; les acquis cognitifs et socioémotionnels (sentiment d’efficacité scolaire, soit sa croyance en sa capacité à réussir en milieu scolaire) en fin de sixième ; et un indicateur de contexte social du collège (construction d’une variable latente[71]). Dans ce cadre, les difficultés scolaires passées sont placées en amont des autres médiateurs, car elles sont susceptibles d’influencer ceux observés par la suite au collège. Si les effets de la pauvreté sont d’autant plus marqués lorsqu’ils s’exercent tôt[72], le mécanisme d’autoproductivité des compétences (self-productivity), selon lequel les acquis précoces facilitent ceux à Venir[73], sous-tend un contexte scolaire où de nombreuses inégalités se cumulent depuis la petite enfance[74]. 

Le diagramme du SEM (voir Schéma 4) offre une nouvelle fois une lecture synthétique des mécanismes à l’œuvre avec le coefficient standardisé reporté sur chaque chemin. Premièrement, nous observons cette fois-ci toujours un effet direct et significatif de la pauvreté sur la sortie du système scolaire sans baccalauréat, même après la prise en compte de l’ensemble des médiateurs. Ensuite, le fait d’être en situation de pauvreté en sixième est très significativement associé à des difficultés scolaires précoces, ainsi qu’à la probabilité d’être scolarisé dans un collège socialement défavorisé. Concernant les compétences cognitives et socio- émotionnelles, l’association directe avec la pauvreté est plus faible : la relation est pour l’essentiel indirecte via les difficultés scolaires précoces.

Le graphique 7 quantifie ces contributions relatives : près des trois quarts de l’effet total s’exercent via les médiateurs en milieu scolaire, quand l’exposition à la pauvreté reste directement responsable du quart restant. Les difficultés scolaires précoces concentrent très largement la part la plus importante de la médiation (39 % de l’effet total), auxquelles s’ajoutent leurs effets en cascade qui transitent par les autres médiateurs (environ 15 %). Les acquis cognitifs et le contexte du collège (8 %) apportent chacun une contribution non négligeable, tandis que le sentiment d’efficacité scolaire joue un rôle plus modeste mais significatif. L’essentiel de l’impact passe donc par des mécanismes scolaires identifiables.

Les désavantages s’installent tôt et se cumulent : cela plaide pour concentrer l’action publique en amont afin de prémunir ces trajectoires défavorables, alors même que la dépense d’éducation par élève est plus faible en primaire que dans le secondaire ou le supérieur[75]. Au-delà de cet effet précoce, le fait que les autres médiateurs exercent également une influence significative montre que plusieurs leviers d’action existent tout au long de la scolarité[76]. Par exemple, favoriser la mixité sociale au collège pourrait contribuer à réduire les écarts de trajectoire entre enfants pauvres et non exposés[77]. L’effet direct – c’est-à-dire non expliqué par les médiateurs du modèle – de la pauvreté sur la sortie sans baccalauréat demeure cependant tout à fait significatif et doit nous interroger sur les autres mécanismes à l’œuvre : des conditions de progression au cours du collège moins favorables, davantage d’orientations contraintes et des phénomènes d’autocensure, ou encore un moindre accès au soutien scolaire[78].

[1] Peruyero C. (2024), « La vie devant soi : adolescence précaire, avenir incertain ? », La Note d’analyse, n° 142, France Stratégie, juillet.

[2] Avec de légères variations quand on analyse la mobilité des revenus au niveau individuel ou des ménages. Voir Sicsic M. (2023), « Qui est mieux classé que ses parents dans l’échelle des revenus ? Une analyse de la mobilité intergénérationnelle en France », Économie et Statistique, vol. 522(1), p. 123-145 ; Kenedi G. et Sirugue L. (2023), « Intergenerational income mobility in France: A comparative and geographic analysis », Journal of Public Economics, vol. 226, octobre.

[3] Glass D. V. (1954), Social Mobility in Britain, Londres, Routledge & Kegan Paul ; Duncan O.D. et Hodge R.W. (1963), « Educational and occupational mobility a regression analysis », American Journal of Sociology, vol. 68(6), p. 629-644 ; Blau P. M. et Duncan O. D. (1967), The American Cccupational Structure, Hoboken, John Wiley & Sons.

[4] Solon G. (1992), « Intergenerational income mobility in the United States », The American Economic Review, vol. 82(3), juin, p. 393-408 ; Chetty R., Hendren N., Kline P. et Saez E. (2014), « Where is the land of opportunity? The geography of intergenerational mobility in the United States », The Quarterly Journal of Economics, vol. 129(4), novembre, p. 1553-1623.

[5] Rodgers J. R. (1995), « An empirical study of intergenerational transmission of poverty in the United States », Social Science Quarterly, vol. 76(1), mars, p. 175-194 ; Corcoran M. (1995), « Rags to rags: Poverty and mobility in the United States », Annual Review of Sociology, vol. 21, p. 237-267.

[6] Corcoran M. et Adams T. (1997), « Race, sex and the intergenerational transmission of poverty », dans Duncan G. et Brooks-Gunn J. (dir.), Consequences of Growing up Poor, New York, Russell Sage Foundation ; Wagmiller R. L. et Adelman R. M. (2009), Childhood and Intergenerational Poverty: The Long-Term Consequences of Growing up Poor, rapport, novembre.

[7] Corcoran M. (1995), « Rags to rags: Poverty and mobility in the United States », op. cit. ; Duncan G. J., Yeung W.-J. J., Brooks-Gunn J. et Smith J. R. (1998), « How much does childhood poverty affect the life chances of children? », American Sociological Review, vol. 63(3), juin, p. 406-423 ; Duncan G. J., Ziol-Guest K. M. et Kalil A. (2010), « Early-childhood poverty and adult attainment, behavior, and health », Child Development, vol. 81(1), janvier-février, p. 306-325 ; Ratcliffe C. et McKernan S.-M. (2010), « Childhood poverty persistence: Facts and consequences », Brief, n° 14, The Urban Institute, juin.

[8] Ces impacts se traduisent par une réduction de la productivité, une augmentation des coûts liés à la criminalité et à la santé, ou encore résultant du sans-abrisme. Voir Holzer H. J., Schanzenbach D. W., Duncan G. J. et Ludwig J. (2008), « The economic costs of childhood poverty in the United States », Journal of Children and Poverty, vol. 14(1), mars, p. 41-61 ; McLaughlin M. et Rank M. R. (2018), « Estimating the economic cost of childhood poverty in the United States », Social Work Research, vol. 42(2), juin, p. 73-83.

[9] Parolin Z., Pintro-Schmitt R., Esping-Andersen G. et Fallesen P. (2024), « Intergenerational persistence of poverty in five high-income countries », Nature Human Behaviour, vol. 9, p. 254-267.

[10] Duncan G. J., Magnuson K. et Votruba-Drzal E. (2017), « Moving beyond correlations in assessing the consequences of poverty », Annual Review of Psychology, vol. 68, janvier, p. 413-434.

[11] Case A., Lubotsky D. et Paxson C. (2002), « Economic status and health in childhood: The origins of the gradient », The American Economic Review, vol. 92(5), p. 1308-1334 ; Case A., Fertig A. et Paxson C. (2005), « The lasting impact of childhood health and circumstance », Journal of Health Economics, vol. 24(2), mars, p. 365-389 ; Smith J. P. (2009), « The impact of childhood health on adult labor market outcomes », The Review of Economics and Statistics, vol. 91(3), septembre, p. 478-489.

[12] Duncan G. J., Brooks-Gunn J. et Klebanov P. K. (1994), « Economic deprivation and early childhood development », Child Development, vol. 65(2), avril, p. 296-318 ; Smith J. R., Brooks-Gunn J. et Klebanov P. K. (1997), « Consequences of living in poverty for young children’s cognitive and verbal ability and early school achievement », dans Duncan G. J. et Brooks-Gunn J. (dir.), Consequences of Growing Up Poor, Russell Sage Foundation, p. 132-189 ; Klebanov P. K., Brooks-Gunn J., McCarton C. et McCormick M. C. (1998), « The contribution of neighborhood and family income to developmental test scores over the first three years of life », Child Development, vol. 69(5), octobre, p. 1420-1436.

[13] Shonkoff J. P. et Phillips D. A. (dir.) (2000), From Neurons to Neighborhoods: The Science of Early Childhood Development, Washington, National Academies Press.

[14] Dickerson A. et Popli G. K. (2016), « Persistent poverty and children’s cognitive development: evidence from the UK Millennium Cohort Study », Journal of the Royal Statistical Society. Series A: Statistics in Society, vol. 179(2), février, p. 535-558.

[15] Duncan G. J., Brooks-Gunn J. et Klebanov P. K. (1994), « Economic deprivation and early childhood development », op. cit. ; Adjei N. K., Schlüter D. K., Straatmann V. S. et al. (2022), « Impact of poverty and family adversity on adolescent health: A multi-trajectory analysis using the UK Millennium Cohort Study », The Lancet Regional Health. Europe, vol. 13, février.

[16] Evans G. W. (2004), « The environment of childhood poverty », The American Psychologist, vol. 59(2), février-mars, p. 77-92.

[17] McEwen B. S. et Stellar E. (1993), « Stress and the individual: Mechanisms leading to disease », Archives of Internal Medicine, vol. 153(18), septembre, p. 2093-2101 ; McEwen B. S. (2002), The End of Stress as We Know It, Washington, Joseph Henry Press ; Evans G. W. et Kim P. (2012), « Childhood poverty, chronic stress, self-regulation, and coping », Child Development Perspectives, vol. 7(1), décembre, p. 43-48 ; Evans G. W. et Kim P. (2007), « Childhood poverty and health: Cumulative risk exposure and stress dysregulation », Psychological Science, vol. 18(11), novembre, p. 953-957 ; Evans G. W. et Schamberg M. A. (2009), « Childhood poverty, chronic stress, and adult working memory », Proceedings of the National Academy of Sciences, vol. 106(16), avril, p. 6545-6549 ; Kim P., Evans G. W., Angstadt M., Ho S. S., Sripada C. S., Swain J. E., Liberzon I. et Phan K. L. (2013), « Effects of childhood poverty and chronic stress on emotion regulatory brain function in adulthood », Proceedings of the National Academy of Sciences, USA, vol. 110(46), novembre, p. 18442-18447.

[18] Insee (2025), « Pauvreté selon l’âge et le seuil. Données annuelles de 1996 à 2023 », Chiffres-clés, juillet.

[19] Serafino P. et Tonkin R. (2014), Intergenerational Transmission of Disadvantage in the UK and EU, Office for National Statistics, septembre ; Bellani L. et Bia M. (2019), « The long-run effect of childhood poverty and the mediating role of education », Journal of the Royal Statistical Society Series A: Statistics in Society, vol. 182(1), p. 37-68.

[20] Ces données permettent de créer, à partir des questions transversales, un indicateur de précarité à l’adolescence prenant à la fois en compte des questions de privations relatives aux enfants (manque de protéines, par exemple) et un item relatif au manque de ressources financières du foyer dans sa globalité à cette période. Voir Peruyero C. (2024), « La vie devant soi : adolescence précaire, avenir incertain ? », op. cit.

[21] Ibid.

[22] Trois indicateurs sont ainsi considérés : la sortie de formation initiale sans le baccalauréat, le fait de percevoir un faible salaire en emploi salarié (parmi les 20 % les plus faibles), ou enfin le fait d’être ni en emploi, ni en études, ni en formation (NEET).

[23] Définition adoptée par le Conseil des ministres de la communauté économique européenne (CEE) le 19 décembre 1984.

[24] À l’inverse, d’autres pays développés, comme les États-Unis ou le Canada, utilisent un seuil de pauvreté monétaire « absolu », calculé à partir d’un panier de biens essentiels considéré comme nécessaire pour vivre. D’autres organismes internationaux recourent également à un seuil différent, fixé par exemple à 50 % pour l’OCDE.

[25] Revenu disponible ajusté par une échelle d’équivalence tenant compte de la taille du ménage (échelle d’équivalence de l’OCDE).

[26] Le principal indicateur utilisé est celui de la privation matérielle et sociale de l’Union européenne, qui liste treize éléments de la vie courante considérés comme souhaitables, voire nécessaires, au niveau individuel (par exemple pouvoir s’acheter des vêtements neufs, pouvoir dépenser une petite somme pour soi-même sans consulter un autre membre du ménage, etc.) ou au niveau du ménage (par exemple pouvoir faire face à une dépense imprévue de 1 000 euros, pouvoir maintenir le logement à bonne température, etc.). Une personne est considérée en situation de privation matérielle et sociale si elle cumule au moins cinq restrictions sur les treize items. D’autres indicateurs de privations existent (par exemple, l’indicateur français de pauvreté en conditions de vie).

[27] Simmel G. (2011) [1re éd. 1907], Les Pauvres, Paris, Puf, coll. « Quadrige » Grands textes. 

[28] Par exemple, les allocataires du RSA (revenu de solidarité active). Voir Paugam S. (2005), « Science et conscience de la pauvreté », L’Économie politique, vol. 26, p. 66-79.

[29] De très nombreux indicateurs existent : par exemple, dans l’enquête EU-SILC, on demande aux individus dans quelle mesure leur ménage parvient « à finir le mois en subvenant aux dépenses courantes ». De même, dans le baromètre de la DREES, les personnes interrogées peuvent répondre directement « je me considère déjà pauvre » lorsqu’on leur demande si elles pensent courir un « risque de devenir pauvre dans les cinq prochaines années ».

[30] Pour le cas de la France, voir Insee (2024), « Niveau de vie et pauvreté selon la configuration familiale », dans id., Les revenus et le patrimoine des ménages. Édition 2024, coll. « Insee Références », octobre.

[31] La convention statistique dans le calcul du niveau de vie en France (échelle de l’OCDE modifiée) consiste à considérer qu’un enfant de moins de 14 ans représente une dépense supplémentaire égale à 30 % de celle d’une personne seule dans une famille monoparentale (coefficient de 0,3 ; 1 pour un adulte, 0,5 pour le second). Plusieurs travaux montrent que l’on sous-estime le coût d’un enfant dans ce type de configuration (économies d’échelle moins fortes que supposé). Voir Martin H. et Périvier H. (2018), « Les échelles d’équivalence à l’épreuve des nouvelles configurations familiales », Revue économique, vol. 69(2), p. 303-334.

[32] Mistry R. S., Strassberger M., Avila O., Metz R., Yassine A. et Hill C. J. (2022), Understanding Families’ Experiences of Poverty: Results of a Qualitative Study Exploring the Perspectives of Children and Their Parents, rapport, OPRE – U.S. Department of Health and Human Services, juin.

[33] Cet indicateur retient dix items centrés sur l’enfant – besoins fondamentaux (vêtements, alimentation), loisirs et sociabilité (jeux, vacances annuelles) et éducation (livres adaptés, espace dédié aux devoirs), etc. –, complétés par cinq items relatifs au ménage – logement à bonne température, accès à Internet, capacité à payer les factures, etc. Voir Guio A.-C., Gordon D. et Marlier É. (2012), « Measuring material deprivation in the EU: Indicators for the whole population and child-specific indicators », Methodologies and Working Papers, Eurostat ; Gleizes F. et Pla A. (2023), « Un enfant sur dix ne part pas en vacances pour des raisons financières », Insee Focus, n° 294, mars.

[34] Burricand C. et Gleizes F. (2017), « Pauvreté en conditions de vie et privations des enfants », Les Cahiers de l’ONPES, n° 1, octobre, p. 31-52.

[35] L’appariement et les traitements relèvent de la seule responsabilité de l’auteur. Voir DEPP (2021), Panel d’élèves du second degré, recrutement 2007-2017, PROGEDO-ADISP, mai ; Insee (2025), EVA – 2015-2023, PROGEDO-ADISP, février.

[36] Pour plus de détails sur ces deux bases de données, voir l’Annexe 1.

[37] Tous les types de revenus doivent être comptabilisés, en valeur nette de cotisations sociales et de CSG et avant impôts. Ainsi, il est précisé dans le questionnaire que l’individu doit prendre en compte « les salaires, traitement et primes, revenus d’une activité professionnelle non salariée, allocations de chômage, retraites, prestations liées à la maladie ou l’invalidité, prestations familiales et bourse (allocations familiales, allocation de parent isolé, bourse d’études), RMI, loyers et fermage, intérêts, revenus d’épargne, dividendes, ou encore pensions alimentaires ».

[38] Le nombre de personnes de plus de 14 ans vivant dans le foyer des familles interrogées est considéré comme très « imparfaitement renseigné » par la DEPP. Ainsi, nous faisons le choix méthodologique de ne pas appliquer d’échelle d’équivalence tenant compte de la taille du foyer à notre indicateur de vulnérabilité économique. Également, pour les familles n’ayant pas déclaré leurs revenus, les valeurs manquantes ont été imputées par la DEPP à partir de la méthode d’imputation par régression stochastique en mobilisant comme information auxiliaire les caractéristiques de la famille déclarées à l’enquête (PCS, diplôme, composition) pouvant être en relation avec le revenu. La non-réponse est de 43 % en moyenne (37 % si on comptabilise ceux qui ont au moins renseigné leurs revenus en tranches).

[39] Du fait de l’attrition, et malgré la repondération, les individus présents dans le premier quintile de revenus en 2008 ne représentent « plus que » 18,2 % de ceux encore présents en 2023.

[40] L’Annexe 2 de cette Note d’analyse présente également la variété des combinaisons de vulnérabilités auxquelles sont confrontés les élèves en situation de pauvreté. Par exemple, parmi les adolescents en situation de pauvreté non sévère, un peu plus d’un sur quatre combine les vulnérabilités économique et administrative, tandis qu’un sur cinq est concerné par une combinaison des vulnérabilités administrative et ressentie.

[41] Insee (2025), « L’essentiel sur… la pauvreté », Chiffres-clés, juillet.

[42] Insee (2024), « Niveau de vie et pauvreté selon la configuration familiale », op. cit. ; de Montaignac M., Solaz A. et Bonnet C. (2024), « Séparation des parents : quel impact sur le niveau de vie des enfants ? », La Note d’analyse, n° 132, France Stratégie, janvier.

[43] Nous utiliserons dans la suite de cette étude les termes « non-pauvres » et « non-exposés » (à la pauvreté à l’entrée au collège) comme des équivalents.

[44] En amont des résultats aux tests psychométriques en fin de sixième, les évaluations nationales en français et en mathématiques à l’entrée en sixième permettent également de confirmer ces écarts dans les acquis dès l’entrée en sixième. En effet, la proportion d’élèves appartenant aux 20 % des scores les plus faibles est de 37 % à 39 % chez les élèves en situation de pauvreté (sévère ou non) en mathématiques et en français, contre 12 % à 14 % chez les non-pauvres et 22 % à 24 % chez les élèves vulnérables (voir Annexe 4).

[45] La mémoire encyclopédique, les mathématiques, le traitement de phrases lacunaires, la lecture silencieuse ou encore le raisonnement sur cartes de Chartier. Voir Ben Ali L. et Vourc’h R. (2015), « Évolution des acquis cognitifs au collège au regard de l’environnement de l’élève. Constat et mise en perspective longitudinale », Éducation & formations, n° 86-87, mai, p. 211-233.

[46] Croyance de l’élève dans sa capacité à réussir en contexte scolaire. Voir Augereau T. et Ben Ali L. (2019), « La motivation et le sentiment d’efficacité des élèves baissent de façon socialement différenciée au cours du collège », Note d’information, n° 19.02, DEPP, mars.

[47] Algan Y., Huillery É. et Prost C. (2018), « Confiance, coopération et autonomie : pour une école du XXIe siècle », Les notes du Conseil d’analyse économique, n° 48, octobre.

[48] Galtier B. et Harfi M. (2023), Les politiques publiques en faveur de la mobilité sociale des jeunes, rapport pour l’Assemblée nationale, France Stratégie, octobre.

[49] Peruyero C. (2024), « La vie devant soi : adolescence précaire, avenir incertain ? », op. cit.

[50] De Bernis X. et Peruyero C. (à paraître), note du HCSP.

[51] André M., Loisel T. et Sicsic M. (2024), « Un tiers des personnes à très bas revenus en 2003 le sont encore près de 20 ans plus tard », dans Insee, Les revenus et le patrimoine des ménages. Édition 2024, op. cit.

[52] En Annexe 6, un tableau descriptif global permet également d’observer d’autres différences de caractéristiques selon le sexe en début de vie adulte : par exemple, les femmes ayant connu la pauvreté à l’entrée au collège ont plus souvent quitté le domicile parental et, surtout, ont bien plus fréquemment déjà eu un enfant – deux fois plus souvent que les hommes.

[53] Voir le tableau descriptif des caractéristiques en début de vie adulte par sexe et statut de pauvreté à l’entrée au collège en Annexe 6.

[54] Vuillier-Devillers F. (2023), « Après un pic dû à la crise sanitaire, la part des jeunes ni en emploi, ni en études, ni en formation repart à la baisse », Insee Focus, n° 285, janvier.

[55] Dabet G., Épiphane D. et Personnaz E. (2024), « Origine sociale, diplôme et insertion : la force des liens », Céreq Bref, n° 452, mai.

[56] Voir l’Annexe 7 et la note de bas de page n° 58.

[57] À l’aide du package marginaleffects sous R. Voir Arel-Bundock V., Greifer N. et Heiss A. (2024), « How to interpret statistical models using marginaleffects for R and Python », Journal of Statistical Software, vol. 111(9), p. 1-32.

[58] Les variables de contrôle, présentées de manière descriptive selon le statut de pauvreté à l’entrée au collège dans la première partie de l’étude, sont : le plus haut niveau de diplôme des parents, la structure du ménage, le lieu de naissance (dont outre-mer), la catégorie socioprofessionnelle du responsable du ménage, la typologie de la commune de résidence, le fait d’avoir connu un décès dans la famille, la taille de la fratrie dans le ménage, et la situation d’emploi de la mère à cette période. Nous contrôlons également par le sexe de l’individu. Un schéma est disponible en Annexe 2, tout comme les modalités retenues pour chaque variable de contrôle (voir par ailleurs le Tableau 1 supra).

[59] Voir également le tableau complet en Annexe 9.

[60] Voir le tableau et la discussion des résultats en Annexe 8.

[61] Serafino P. et Tonkin R. (2014), Intergenerational Transmission of Disadvantage in the UK and EU, op. cit. ; Bellani L. et Bia M. (2019), « The long-run effect of childhood poverty and the mediating role of education », op. cit. ; Peruyero C. (2024), « La vie devant soi : adolescence précaire, avenir incertain ? », op. cit.

[62] Bazen S., Joutard X. et Périvier H. (2025), « Measuring the child penalty early in a career: The role of education for different cohorts », OFCE Working Paper, n° 2025-02, janvier.

[63] Card D. (1995), « The Wage Curve: A review », Journal of Economic Literature, vol. 33(2), juin, p. 785-799 ; Gianella C. (2000), « Local unemployment and wages », document de travail, Insee, novembre.

[64] Les perspectives d’emploi et de niveau de vie des personnes d’origine modeste à l’âge adulte dépendent de la richesse de leur territoire d’origine. Les facteurs de mobilité géographique et de niveau d’éducation se recoupent, et l’effet est double : c’est une question principalement d’accès à l’éducation (les « mobiles » qui partent sont plus diplômés que les « immobiles » qui restent), mais également, dans une moindre mesure, de rendement de l’éducation (à diplôme équivalent, les « mobiles » ont une situation plus favorable). Ce dernier effet est particulièrement marqué pour les « immobiles » les moins diplômés, qui font face à un fort manque d’opportunités locales sur leur territoire de résidence. Voir Dherbécourt C. et Kenedi G. (2020), « Quelle influence du lieu d’origine sur le niveau de vie ? », La Note d’analyse, n° 91, France Stratégie, juin ; Dherbécourt C. et Peruyero C. (2024), « Naître en outre-mer : de moindres opportunités que dans les autres régions de France », La Note d’analyse, n° 137, France Stratégie, mai.

[65] Les élèves « vulnérables » sont donc exclus de cette dernière partie de l’analyse, étant donné la non-significativité des écarts avec les anciens élèves non exposés à la pauvreté à l’entrée au collège une fois prises en compte les caractéristiques familiales et sociodémographiques.

[66] Bollen K. A. (1989), Structural Equations with Latent Variables, New York, John Wiley & Sons ; Gana K. et Broc G. (2018), Introduction à la modélisation par équations structurales. Manuel pratique avec lavaan, Londres, ISTE Éditions.

[67] Parmi les personnes ayant connu une situation de pauvreté (sévère ou non) à l’entrée au collège, un peu moins de 2,5 % avaient un enfant en 2014 (principalement des femmes). À partir de l’année suivante, il est possible d’identifier les motifs d’arrêt des études : en isolant les femmes scolarisées en N-1 ayant eu un enfant en N, et ayant déclaré un motif d’arrêt lié à la sphère familiale (famille, santé, déménagement), on peut ajouter 0,5 point de pourcentage sur la période 2015-2023. Ainsi, même en considérant que pour l’ensemble de ces femmes l’arrêt des études est imputable à la parentalité, l’estimation la plus haute se situe en dessous de 3 %.

[68] Le modèle complet est disponible en Annexe 10.

[69] Voir par exemple sur les évolutions et la notion contemporaine de la paternité : Le Pape M.-C. (2009), « Être parent dans les milieux populaires : entre valeurs familiales traditionnelles et nouvelles normes éducatives », Informations sociales, vol. 154(4), p. 88-95 ; Martial A. (2017), « Nouveaux pères et nouvelles paternités : le regard des sciences sociales », dans Glangeaud-Freudenthal N. M.-C. et Gressier F. (dir.), Accueillir les pères en périnatalité, Toulouse, Érès, p. 45-51.

[70] Le redoublement en élémentaire.

[71] À partir de trois caractéristiques mesurées au sein du collège où l’individu était scolarisé : la part d’enfants d’ouvriers et d’inactifs, la part d’élèves boursiers, ainsi que la part d’élèves arrivant « en retard » à leur entrée au collège.

[72] Duncan G. J., Yeung W.-J. J., Brooks-Gunn J. et Smith J. R. (1998), « How much does childhood poverty affect the life chances of children? », American Sociological Review, vol. 63(3), p. 406-423 ; Duncan G. J., Ziol-Guest K. M. et Kalil A. (2010), « Early-childhood poverty and adult attainment, behavior, and health », Child Development, vol. 81(1), janvier-février, p. 306-325.

[73] Heckman J. J. et Masterov D. V. (2007), « The productivity argument for investing in young children », Review of Agricultural Economics, vol. 29(3), p. 446-493.

[74] Barasz J., Furic P. et Galtier B. (2023), Scolarités. Le poids des héritages, rapport, France Stratégie, septembre.

[75] Bagot L., Dutey C., de Fornel C., Liogier V. et Rousseau S. (2025), « En 2024, 197,1 milliards d’euros consacrés à l’éducation, soit 6,8 % du PIB », Note d’information, n° 25.52, DEPP, septembre.

[76] Le tableau complet des résultats ainsi que des tests de robustesse sont une nouvelle fois disponibles en Annexe 10.

[77] En France, Nina Guyon met en évidence qu’une politique de fermeture d’un collège en quartier défavorisé, assortie de la réaffectation des élèves dans d’autres collèges de la même ville, réduit le risque de décrochage après le collège chez les élèves déplacés, en particulier parmi les garçons et les élèves les plus modestes. Voir Guyon N. (2023), « Desegregating schools: Evidence from middle school closures in deprived neighbourhoods », Working Paper, Laboratoire interdisciplinaire d’évaluation des politiques publiques (LIEPP).

[77] Barasz J. et Furic P. (2023), « La force du destin : poids des héritages et parcours scolaires », La Note d’analyse, n° 125, France Stratégie, septembre.