# Impact du quasi-marché scolaire sur l'équité des systèmes éducatifs européens

Nico Hirtt, Olivier Mottint

<figure><img src="image_1.png" /></figure>

## To cite this version:

Nico Hirtt, Olivier Mottint. Impact du quasi-marché scolaire sur l'équité des systèmes éducatifs européens. Aped (Appel pour une école démocratique). 2024. hal-04511846

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Submitted on 19 Mar 2024

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Impact du quasi-marché scolaire
sur l'équité des systèmes éducatifs européens

Nico Hirtt, Olivier Mottint

Appel pour une école démocratique (Aped) - Mars 2024

**Résumé** — L'existence d'une relation entre l'organisation des systèmes éducatifs sur le modèle d'un quasi-marché et l'importance de la ségrégation et des inégalités sociales de performances scolaires fait l'objet de débats réguliers. La quantification d'une telle relation devrait être un élément important dans les choix de politiques éducatives si l'on vise à faire évoluer l'enseignement vers d'avantage d'équité et de mixité.

Nous utilisons la base de données PISA 2022 pour construire et calculer trois indices : premièrement, une mesure de l'inégalité sociale des performances scolaires ; deuxièmement une mesure de la ségrégation sociale ; troisièmement le degré de quasi-marché scolaire. Nous montrons l'existence d'une corrélation étroite entre ces trois variables pour les principaux pays européens et concluons sur les moyens de mieux réguler le marché scolaire.

**Abstract** - The existence of a relationship between the organization of education systems on the model of a quasi-market and the importance of segregation and social inequalities in school performance is the subject of regular debate. The quantification of such a relationship should be an important element in educational policy choices if we are to move education towards greater equity and diversity.

We use the PISA 2022 database to build and calculate three indices: first, a measure of social inequality in school performance; second, a measure of social segregation; thirdly, the degree of free school market. We show the existence of a close correlation between these three variables for the main European countries and conclude on ways to better regulate the school market.
De très nombreuses recherches tendent à montrer que lorsque le libre choix des parents se combine
à une autonomie plus grande des écoles en matière « d'offre scolaire », cela conduit à une
ségrégation accrue et partant à des inégalités accrues. (Demeuse & Baye, 2008a; Dupriez & Dumay
2011; Hirtt 2003, 2007; Maroy, 2007; OECD 2011).

En Angleterre, où des politiques libérales ont été mises à l'honneur à partir du *Education Reform Act*
de 1988, les chercheurs ont pu observer une croissance parallèle des phénomènes de ségrégation et
de ghettoïsation (Allen, 2008, 2010; Burgess & al., 2007; Taylor, 2009; Walford, 1996, 2000;
Whitty & Power 2001).

La Suède, jadis réputée pour le haut niveau d'équité de son système éducatif, a introduit des
politiques de libre marché scolaire au cours des dernières décennies. Différents auteurs soulignent
que cela a conduit à une augmentation de la ségrégation et des inégalités. Le même phénomène est
observé, plus récemment et dans une moindre mesure, en Finlande (Alexiadou & Lundahl, 2016;
Böhlmark & al., 2015; Bunar, 2008; Hirvenoja, 2000; Kuosmanen, 2014; Östh & al., 2013; Wiborg,
2010). L'OCDE a d'ailleurs noté qu'entre 2000 et 2009, ces deux pays avaient connu un fort recul
en matière d'équité scolaire, au contraire de la Norvège qui a conservé un système contraignant
d'affectation des élèves aux écoles (OECD, 2013).

Le cas de la Belgique, un des pays où l'organisation du système éducatif est la plus concurrentielle
et qui se caractérise par de très grands niveaux d'écarts sociaux dans les tests PISA, a également fait
l'objet de nombreuses études (Delvaux, 2006; Friant, 2016; Hirtt, 2014, 2020; Jacobs & al., 2013;
Lafontaine & Monseur, 2011).

La présente étude vise à quantifier cette relation entre libre marché d'une part, ségrégation sociale et inégalités scolaires d'autre part. Elle est basée sur l'exploitation des données PISA 2022 relatives aux systèmes éducatifs européens.
# 1. Mesure de l'inégalité sociale scolaire

PISA 2022 permet de visualiser facilement la relation statistique entre l'origine sociale des élèves et leurs performances aux tests.

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Figure 1</figcaption></figure>

Le nuage de points de la figure 1 représente, ici pour les élèves belges, leur origine sociale en abscisse et leur « performance » PISA en ordonnée. Pour l'origine sociale nous utilisons la variable PISA « ESCS » (economic, social and cultural status). L'axe vertical est la moyenne des scores en mathématique, en lecture et en sciences.<fnref n="1" /> La droite de régression indique la tendance générale du lien entre l'indice socio-économique et la performance aux tests, dans l'hypothèse d'une régression linéaire.

En observant ce graphique, on comprend aisément qu'une mesure de l'inégalité sociale scolaire doit nécessairement prendre en compte deux aspects :

- d'une part l'ampleur de la variation moyenne du score PISA pour une variation donnée de l'indice socio-économique, que l'on obtient en calculant la pente $\beta$ de la droite de régression.

- d'autre part le resserrement plus ou moins important des points autour de cette droite de régression, que l'on peut quantifier au moyen du coefficient de détermination statistique ($R^2$).

<footnote n="1">¹ En pratique nous calculons la moyenne de trente valeurs pour chaque élève, soit les dix « valeurs plausibles » pour chacune des trois disciplines.</footnote>
Une grande inégalité sociale scolaire se caractérise à la fois par une forte pente et par un coefficient de détermination élevé. En d'autres mots, il suffit que l'une de ces deux mesures soit proche de zéro, pour que l'on puisse conclure à un faible impact de l'origine sociale des élèves sur leurs performances scolaires. C'est pourquoi nous calculons l'indice d'inégalité scolaire *I* en retenant le produit de ces deux mesures, produit dont nous calculons ensuite le logarithme parce qu'il assure une meilleure linéarité dans les analyses ultérieures.

$$I = \log(\beta \cdot R^2)$$

La figure 2 indique les valeurs ainsi obtenues pour les pays européens.<fnref n="2" /> Les deux composantes, $\beta$ et $R^2$, sont fournies dans l'annexe 1.

<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Figure 2</figcaption></figure>

<footnote n="2">² Les résultats de la Belgique on été scindés en FWB (Fédération Wallonie-Bruxelles, soit l'enseignement francophone) et VLG (Vlaamse Gemeenschap, l'enseignement néerlandophone)</footnote>
## 2. Mesure de la ségrégation sociale

Pour mesurer la ségrégation sociale scolaire, nous commençons par identifier, dans la base de données PISA, les « établissements ghettos ». Nous appelons ainsi les écoles dont l'indice socio-économique est au moins un demi écart-type plus élevé (« ghettos de riches ») ou plus bas (« ghettos de pauvres ») que l'indice socio-économique moyen du pays.<fnref n="3" />

Ensuite nous calculons le pourcentage d'élèves qui fréquentent ces « écoles ghettos ».<fnref n="4" />

Voici (figure 3) les pourcentages obtenus :

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Figure 3</figcaption></figure>

Notre indice de ségrégation (S) est la somme de ces deux pourcentages, c'est-à-dire la probabilité qu'un élève fréquente une école ghetto (qu'elle soit de riches ou de pauvres).

On observe d'emblée une nette corrélation entre la ghettoïsation scolaire et l'inégalité de résultats. Pour l'ensemble des pays européens, une régression linéaire entre l'indice de ségrégation S et l'indice d'inégalité I fournit une corrélation positive très importante (r = +0,660 ; R² = 43,6%). Si l'on se limite aux 22 principaux systèmes éducatifs européens<fnref n="5" />, alors la corrélation est encore plus marquée (r = +0,717 ; R² = 51,4%). Ceci est illustré à la figure 4.

<footnote n="3">³ Ou de la Communauté, dans le cas de la Belgique</footnote>

<footnote n="4">⁴ Ces calculs tiennent bien évidemment compte de la pondération associée à chaque élève dans la base PISA</footnote>

<footnote n="5">⁵ Plus précisément, nous avons retenu les 21 pays européens comptant au moins 50.000 élèves de 15 ans (total des effectifs de l'échantillon PISA après pondération). La Belgique a été scindée en deux pour cette étude, qui porte donc sur 22 systèmes éducatifs (l'enseignement francophone et flamand, comptent chacun plus de 50.000 élèves de 15 ans).</footnote>
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Figure 4</figcaption></figure>

Ceci semble confirmer que la séparation des élèves en écoles « de riches » et « de pauvres » est probablement un important facteur générateur d'inégalités scolaires, par exemple via les « effets de pairs » (Dupriez & al., 2009; Monso & al., 2019; Riegert, 2016) ou via l'influence de la composition sociale des classes sur les attentes des enseignants.

Il nous faut cependant rester prudents, car la relation causale ne va pas forcément seulement dans ce sens-là. On pourrait en effet supposer qu'une plus grande inégalité sociale scolaire (résultant par exemple de mauvais choix pédagogiques ou d'un déficit de financement) conduirait les parents de milieux favorisés à rechercher davantage encore une école de « l'entre-soi » et résulterait donc en une plus forte ghettoïsation scolaire.
### 3. Mesure du degré de quasi-marché scolaire

Réduire la complexité et la diversité des marchés scolaires à une unique variable numérique tient de la gageure. L'expérience avait été tentée, voici dix ans, par Kaire Pôder et ses collègues (Pôder & al., 2013), en se basant sur deux sources : d'une part les réponses des parents aux questions PISA relatives à leurs choix d'école et d'autre part une numérisation « floue » ("fuzzy variable") de caractéristiques organisationnelles décrites dans les études comparatives publiées par le service Eurydice (dernière en date : Eurydice 2020).

Les calculs de Kaire Pôder commençant à dater, nous avions d'abord imaginé les reproduire en les actualisant. Malheureusement, il apparaît que de nombreux pays (dont la Belgique) n'ont pas fait compléter le questionnaire « parents » de l'enquête PISA. De plus, les descriptions des modes d'organisation des marchés scolaires par le service Eurydice nous ont semblé par trop superficielles pour pouvoir servir de base à une numérisation crédible.

Dès lors, nous nous sommes rabattus sur trois variables issues du groupe de questions SC012 du questionnaire « école » de PISA 2022 : « Dans quelle mesure tient-on compte des facteurs suivants pour admettre un élève dans votre établissement ? »

* SC012Q06TA : « Domicile dans une entité géographique déterminée »

* SC012Q03TA : « Adhésion des parents ou tuteurs à la « philosophie » pédagogique ou religieuse de l'établissement »

* SC012Q01TA : « Dossier scolaire de l'élève avec ses résultats »

À ces trois questions, les chefs d'établissements pouvaient répondre « Jamais », « Parfois » ou « Toujours » (ou bien ils pouvaient ne pas répondre du tout).

Nous émettons l'hypothèse qu'un grand nombre de réponses « Jamais » à la première question (prise en compte du domicile) est le signe d'une faible régulation du choix des parents ; et inversement pour un grand nombre de « Toujours ». Nous créons dès lors une variable CHOICE représentant le degré de liberté de choix des parents, en calculant :

$$CHOICE = \frac{N_{SC012Q06TA='Never'} - N_{SC012Q06TA='Always'}$$
$$N_{SC012Q06TA \neq NA}$$

Deuxièmement, nous émettons l'hypothèse qu'un nombre élevé de réponses « Toujours » à la deuxième question (adhésion à l'orientation religieuse ou pédagogique) signifie que le système éducatif est caractérisé par un nombre important d'établissements privés et qui affichent une forte identité ; inversement, un nombre élevé de « Jamais » est le signe d'un important réseau public, offrant une scolarité sans orientation philosophique marquée. Nous créons donc la variable PRIVATE représentant le degré de séparation en réseaux privé et public :

$$PRIVATE = \frac{N_{SC012Q01TA='Always'} - N_{SC012Q01TA='Never'}$$
$$N_{SC012Q01TA \neq NA}$$

Enfin, nous supposons qu'un taux élevé de réponses « Toujours » à la troisième question (prise en compte des résultats scolaires antérieurs) signifie que les établissements scolaires ont la possibilité de se positionner plus librement sur le marché scolaire et de placer la « barre » plus ou moins haut pour le recrutement des élèves. La variable LEVEL qui décrit cette liberté de l'offre en termes de niveau d'enseignement est donc calculée comme suit :
$$ LEVEL = \frac{N_{SC012Q03TA='Always'} - N_{SC012Q03TA='Never'}}{N_{SC012Q03TA \neq NA}} $$

Toutes ces variables ayant des amplitudes de variation plus ou moins semblables, nous avons décidé de leur attribuer arbitrairement le même poids dans l'estimation du degré de quasi-marché scolaire. Notre indice de quasi-marché, *M* se calcule alors simplement en additionnant les trois variables, puis en déduisant leur valeur médiane de sorte que l'indice *M* se trouve centré en zéro.<fnref n="6" />

$$ M = CHOICE + PRIVATE + LEVEL - median(...) $$

La figure 5 fournit les résultats finalement obtenus pour les principaux pays européens.

<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>Figure 5</figcaption></figure>

<footnote n="6">⁶ Ce recentrage permet une meilleure lisibilité des résultats. Il implique que la valeur de l'indice, pour un pays donné, varie selon l'ensemble de pays retenu pour l'étude, mais ce décalage d'une valeur constante n'a évidemment aucune incidence sur les analyses de régression ultérieures.</footnote>
4. Impact du quasi-marché sur la ségrégation

Nous disposons donc maintenant des trois variables recherchées : un indice d'inégalité sociale scolaire (I), un indice de ségrégation sociale (S) et une mesure du degré de quasi-marché scolaire (M).

Une régression linéaire entre la ségrégation S et l'indice de quasi-marché M, fournit une forte corrélation positive (r = +0,680, R²= 46,2%) pour l'ensemble des pays européens. Si l'on se limite aux principaux pays ou systèmes éducatifs (plus de 50.000 élèves de 15 ans), cette corrélation s'élève encore (r = +0,776 ; R²= 60,2%). C'est ce qu'illustre de façon fort nette la figure 6.

<figure><img src="image_8.png" /><figcaption>(Figure 6)</figcaption></figure>

Dans ce cas-ci, le sens de la relation causale ne fait guère de doute. Le degré de libre marché scolaire reflète des caractéristiques organisationnelles et structurelles (liberté de choix des parents, division en réseaux public et privé, liberté de recrutement). Celles-ci résultent de choix politiques ou de conditions historiques qui préexistent aux ségrégations observées et ne peuvent donc en être une conséquence.
## 5. Impact du quasi-marché sur l'inégalité sociale scolaire

Puisque, comme nous venons de le démontrer, le libre marché génère de la ségrégation, alors si la ségrégation produit effectivement de l'inégalité sociale scolaire, comme nous en avons formulé l'hypothèse au point 3, on devrait observer également une corrélation positive entre le degré de quasi-marché (ces facteurs structurels pré-existants) et l'indice d'inégalité.

C'est bien ce que montre la régression linéaire I ~ M. Si l'on considère l'ensemble des pays européens, la corrélation est déjà nettement positive (r = +0,474). Et elle devient encore plus élevée lorsqu'on se limite aux 22 systèmes éducatifs les plus importants, donc probablement les plus significatifs (r = +0,643, R² = 41,4%).<fnref n="7" />

<figure><img src="image_9.png" /><figcaption>Figure 7</figcaption></figure>

<footnote n="7">⁷ Il s'avère que quelques petits pays « atypiques », comme Malte ou la Lettonie, font considérablement chuter le coefficient de corrélation pour la totalité des pays européens.</footnote>
Le graphique de la figure 7 montre bien comment les principaux systèmes éducatifs européens se divisent en deux grandes catégories :

- ceux, en bas à gauche, caractérisés par une forte régulation du marché scolaire (peu d'enseignement privé, peu de liberté de recrutement pour les écoles, un choix parental plus encadré) et où les inégalités sociales scolaires sont relativement faibles. On y trouve, sans surprise, la Norvège et la Finlande, mais aussi la Grèce, le Portugal et, plus étonnamment, l'Espagne et le Royaume Uni.

- ceux, en haut à droite, organisant les inscriptions selon un libre marché scolaire (offre et demande) et où les inégalités sociales scolaires s'avèrent importantes. Les deux Communauté belges, les Pays-Bas et un certain nombre de pays de l'Est (Hongrie, Bulgarie, Roumanie,...) appartiennent à cette catégorie.

Quelques pays échappent toutefois à cette classification. C'est le cas, en particulier, de la Suisse et de la France, qui affichent un haut degré d'inégalité sociale malgré un marché scolaire assez régulé. Inversement, l'Italie obtient de bons scores en matière d'équité, malgré un marché scolaire un peu plus libéral que celui de la plupart des pays scandinaves. On notera aussi la position de la Suède, qui confirme son évolution progressive vers plus de ségrégation et d'inégalité sociale, conséquence, probablement, d'une organisation de plus en plus libérale de son marché scolaire.
## 6. Impact du quasi-marché sur le score moyen

Les défenseurs d'un libre marché scolaire avancent souvent que, s'ils ne contestent pas son impact sur l'équité des systèmes éducatifs, ils l'estiment néanmoins souhaitable parce qu'une saine émulation entre écoles contribuerait à améliorer les résultats globaux. Il est donc utile de vérifier si davantage de libre marché conduit effectivement à une élévation du score PISA moyen. La figure 8 montre qu'il n'en est absolument rien. Notre indice de quasi-marché n'est pas du tout corrélé positivement avec les performances PISA moyennes. Ce n'est le cas ni pour les principaux pays européens (r = -0,13 ; R²=1,68%) ni pour l'ensemble de ces pays (r = -0,11 ; R²=1,31%).

<figure><img src="image_10.png" /><figcaption>Figure 8</figcaption></figure>
# 7. Discussion et conclusions

Nous sommes évidemment bien conscients du caractère quelque peu « rudimentaire » des trois variables (CHOICE, PRIVATE, LEVEL) qui composent notre mesure du quasi-marché scolaire. Celle-ci fait l'impasse sur de nombreux aspects que PISA 2022 ne permet malheureusement pas de quantifier.<fnref n="8" />

Nous sommes également conscients du fait que combiner ces trois variables par une simple addition, donc en leur attribuant le même poids, est un choix tout à fait arbitraire. Soulignons toutefois que chacune de ces trois variables prise indépendamment est nettement corrélée (positivement) avec les indices de ségrégation et d'inégalité sociale scolaire. Et nous avons également pu observer que si l'on modifie la pondération respective des trois variables dans le calcul de l'indice du quasi-marché, les coefficients de corrélation varient certes un peu, vers le haut ou vers le bas, mais l'aspect général du nuage de points reste le même.

Malgré ces réserves, ou peut-être en raison même du caractère grossier de notre indice de quasi-marché, il semble incontestable qu'il existe **une forte relation causale entre l'organisation de l'enseignement en libre marché scolaire d'une part, la ségrégation sociale scolaire et les inégalités sociales de performance telles que mesurées par les tests PISA d'autre part.**

Les coefficients de détermination statistique montrent que **les différences en termes de régulation ou de liberté du marché scolaire expliquent jusqu'à 40% de la variance des niveaux d'équité et jusqu'à 50% de la variance des niveaux de ségrégation** au niveau des principaux systèmes éducatifs européens.

Notre étude a également montré l'existence d'une très importante corrélation (r = +0,767) entre ségrégation et inégalité ce qui, combiné aux résultats ci-dessus, signifie qu'il y a nécessairement **une forte relation causale de la ségrégation sur l'inégalité.**

Tous ces résultats confirment largement ceux que nous avions déjà obtenus, avec des méthodologies légèrement différentes, lors des analyses que nous avions effectuées sur base des enquêtes PISA antérieures (Hirtt, 2007, 2014, 2020).

Ajoutons que la ségrégation sociale signifie aussi que les enfants de différents milieux, cultures, ethnies..., sont éduqués dans des lieux séparés. Un tel « apartheid » constitue selon nous un important déni de démocratie.

Dès lors, toute politique éducative qui prétendrait promouvoir davantage de démocratie scolaire, sociale ou politique sans s'attaquer à l'impact ségrégateur et inégalitaire du quasi-marché scolaire nous semble vouée à l'échec. Il convient au contraire **d'encourager les politiques visant à favoriser, de façon pro-active, la mixité sociale dans le tissu scolaire, d'empêcher la division en réseaux public et privé et de réguler strictement les inscriptions scolaires, tant au niveau de l'offre qu'au niveau de la demande.**

<footnote n="8">⁸ Ainsi de nombreux pays, dont la Belgique, ont-ils étonnamment décidé de ne pas rendre publiques les données relatives au caractère public ou privé des établissements scolaires, ce qui interdit d'examiner par exemple le degré de ségrégation sociale et académique entre ces réseaux d'enseignement.</footnote>
Annexe 1 : composantes de l'indice d'inégalité sociale scolaire I

<table><thead><tr><th>Code du pays</th><th>R2 de la régression linéaire Score PISA ~ ESCS</th><th>Pente de la régression linéaire Score PISA ~ ESCS</th><th>Indice d'inégalité sociale scolaire I</th></tr></thead><tbody><tr><td>AUT</td><td>0,198</td><td>46,5</td><td>2,22</td></tr><tr><td>BGR</td><td>0,181</td><td>40,5</td><td>1,99</td></tr><tr><td>CHE</td><td>0,200</td><td>48,0</td><td>2,26</td></tr><tr><td>CZE</td><td>0,202</td><td>50,2</td><td>2,32</td></tr><tr><td>DEU</td><td>0,172</td><td>41,1</td><td>1,95</td></tr><tr><td>DNK</td><td>0,109</td><td>39,4</td><td>1,45</td></tr><tr><td>ESP</td><td>0,116</td><td>30,9</td><td>1,28</td></tr><tr><td>EST</td><td>0,112</td><td>37,4</td><td>1,43</td></tr><tr><td>FIN</td><td>0,109</td><td>40,1</td><td>1,48</td></tr><tr><td>FRA</td><td>0,196</td><td>47,5</td><td>2,23</td></tr><tr><td>BEL (FWB)</td><td>0,235</td><td>49,8</td><td>2,46</td></tr><tr><td>GBR</td><td>0,098</td><td>36,4</td><td>1,27</td></tr><tr><td>GRC</td><td>0,116</td><td>32,9</td><td>1,34</td></tr><tr><td>HRV</td><td>0,109</td><td>35,7</td><td>1,36</td></tr><tr><td>HUN</td><td>0,242</td><td>50,1</td><td>2,50</td></tr><tr><td>IRL</td><td>0,116</td><td>36,3</td><td>1,44</td></tr><tr><td>ISL</td><td>0,096</td><td>37,6</td><td>1,28</td></tr><tr><td>ITA</td><td>0,125</td><td>34,5</td><td>1,47</td></tr><tr><td>LTU</td><td>0,143</td><td>38,5</td><td>1,70</td></tr><tr><td>LVA</td><td>0,119</td><td>35,3</td><td>1,44</td></tr><tr><td>MLT</td><td>0,100</td><td>33,7</td><td>1,21</td></tr><tr><td>NLD</td><td>0,140</td><td>47,2</td><td>1,89</td></tr><tr><td>NOR</td><td>0,091</td><td>37,5</td><td>1,23</td></tr><tr><td>POL</td><td>0,140</td><td>40,3</td><td>1,73</td></tr><tr><td>PRT</td><td>0,151</td><td>31,2</td><td>1,55</td></tr><tr><td>ROU</td><td>0,241</td><td>46,8</td><td>2,42</td></tr><tr><td>SVK</td><td>0,235</td><td>51,7</td><td>2,50</td></tr><tr><td>SVN</td><td>0,136</td><td>40,7</td><td>1,71</td></tr><tr><td>SWE</td><td>0,149</td><td>47,2</td><td>1,95</td></tr><tr><td>BEL (VLG)</td><td>0,171</td><td>46,6</td><td>2,08</td></tr></tbody></table>
Annexe 2 : composantes de l'indice de quasi-marché M

<table><thead><tr><th>Code du pays</th><th>CHOICE</th><th>PRIVATE</th><th>LEVEL</th></tr></thead><tbody><tr><td>AUT</td><td>0,171</td><td>-0,664</td><td>0,448</td></tr><tr><td>BGR</td><td>0,473</td><td>-0,184</td><td>0,676</td></tr><tr><td>CHE</td><td>-0,385</td><td>-0,840</td><td>0,183</td></tr><tr><td>CZE</td><td>0,325</td><td>-0,608</td><td>0,073</td></tr><tr><td>DEU</td><td>-0,310</td><td>-0,606</td><td>0,212</td></tr><tr><td>DNK</td><td>-0,041</td><td>-0,546</td><td>-0,646</td></tr><tr><td>ESP</td><td>-0,186</td><td>-0,781</td><td>-0,857</td></tr><tr><td>EST</td><td>-0,328</td><td>-0,500</td><td>-0,194</td></tr><tr><td>FIN</td><td>-0,551</td><td>-0,910</td><td>-0,859</td></tr><tr><td>FRA</td><td>-0,222</td><td>-0,662</td><td>-0,191</td></tr><tr><td>BEL (FWB)</td><td>0,615</td><td>0,078</td><td>-0,577</td></tr><tr><td>GBR</td><td>-0,357</td><td>-0,755</td><td>-0,563</td></tr><tr><td>GRC</td><td>-0,451</td><td>-0,826</td><td>-0,787</td></tr><tr><td>HRV</td><td>0,616</td><td>-0,719</td><td>0,895</td></tr><tr><td>HUN</td><td>0,245</td><td>-0,159</td><td>0,470</td></tr><tr><td>IRL</td><td>0,031</td><td>-0,656</td><td>-0,781</td></tr><tr><td>ISL</td><td>0,016</td><td>-0,821</td><td>-0,732</td></tr><tr><td>ITA</td><td>0,260</td><td>-0,246</td><td>-0,019</td></tr><tr><td>LTU</td><td>-0,031</td><td>-0,566</td><td>-0,516</td></tr><tr><td>LVA</td><td>0,310</td><td>-0,813</td><td>-0,222</td></tr><tr><td>MLT</td><td>0,450</td><td>-0,225</td><td>-0,250</td></tr><tr><td>NLD</td><td>0,551</td><td>-0,305</td><td>0,681</td></tr><tr><td>NOR</td><td>-0,376</td><td>-1,000</td><td>-0,802</td></tr><tr><td>POL</td><td>0,563</td><td>-0,693</td><td>0,622</td></tr><tr><td>PRT</td><td>-0,353</td><td>-0,437</td><td>-0,835</td></tr><tr><td>ROU</td><td>0,276</td><td>-0,594</td><td>0,361</td></tr><tr><td>SVK</td><td>0,336</td><td>-0,719</td><td>-0,201</td></tr><tr><td>SVN</td><td>0,651</td><td>-0,858</td><td>-0,226</td></tr><tr><td>SWE</td><td>0,252</td><td>-0,955</td><td>-0,842</td></tr><tr><td>BEL (VLG)</td><td>0,863</td><td>-0,363</td><td>-0,019</td></tr></tbody></table>
Annexe 3 : pourcentage d'élèves en écoles ghettos

<table><thead><tr><td>Code du pays</td><td>Ghettos de pauvres</td><td>Ghettos de riches</td><td>Total</td></tr></thead><tbody><tr><td>AUT</td><td>25,3 %</td><td>24,0 %</td><td>49,3 %</td></tr><tr><td>BGR</td><td>24,8 %</td><td>30,6 %</td><td>55,4 %</td></tr><tr><td>CHE</td><td>15,3 %</td><td>19,7 %</td><td>35,0 %</td></tr><tr><td>CZE</td><td>23,1 %</td><td>22,8 %</td><td>45,8 %</td></tr><tr><td>DEU</td><td>25,0 %</td><td>25,3 %</td><td>50,3 %</td></tr><tr><td>DNK</td><td>14,8 %</td><td>17,3 %</td><td>32,1 %</td></tr><tr><td>ESP</td><td>16,5 %</td><td>19,6 %</td><td>36,1 %</td></tr><tr><td>EST</td><td>19,5 %</td><td>25,3 %</td><td>44,8 %</td></tr><tr><td>FIN</td><td>11,5 %</td><td>12,4 %</td><td>23,9 %</td></tr><tr><td>FRA</td><td>22,3 %</td><td>20,5 %</td><td>42,8 %</td></tr><tr><td>BEL (FWB)</td><td>27,9 %</td><td>25,0 %</td><td>52,9 %</td></tr><tr><td>GBR</td><td>21,0 %</td><td>17,4 %</td><td>38,4 %</td></tr><tr><td>GRC</td><td>18,3 %</td><td>17,9 %</td><td>36,3 %</td></tr><tr><td>HRV</td><td>17,5 %</td><td>19,8 %</td><td>37,4 %</td></tr><tr><td>HUN</td><td>26,5 %</td><td>29,7 %</td><td>56,2 %</td></tr><tr><td>IRL</td><td>14,9 %</td><td>15,0 %</td><td>30,0 %</td></tr><tr><td>ISL</td><td>12,6 %</td><td>11,6 %</td><td>24,2 %</td></tr><tr><td>ITA</td><td>21,7 %</td><td>18,1 %</td><td>39,8 %</td></tr><tr><td>LTU</td><td>22,3 %</td><td>22,4 %</td><td>44,8 %</td></tr><tr><td>LVA</td><td>20,0 %</td><td>24,4 %</td><td>44,3 %</td></tr><tr><td>MLT</td><td>21,9 %</td><td>18,7 %</td><td>40,6 %</td></tr><tr><td>NLD</td><td>20,4 %</td><td>19,2 %</td><td>39,6 %</td></tr><tr><td>NOR</td><td>9,4 %</td><td>12,2 %</td><td>21,6 %</td></tr><tr><td>POL</td><td>25,9 %</td><td>24,4 %</td><td>50,3 %</td></tr><tr><td>PRT</td><td>18,6 %</td><td>15,6 %</td><td>34,2 %</td></tr><tr><td>ROU</td><td>30,3 %</td><td>30,4 %</td><td>60,7 %</td></tr><tr><td>SVK</td><td>24,8 %</td><td>27,4 %</td><td>52,2 %</td></tr><tr><td>SVN</td><td>23,4 %</td><td>28,2 %</td><td>51,5 %</td></tr><tr><td>SWE</td><td>13,7 %</td><td>17,8 %</td><td>31,5 %</td></tr><tr><td>BEL (VLG)</td><td>19,3 %</td><td>22,0 %</td><td>41,3 %</td></tr></tbody></table>
Bibliographie

Alexiadou, N. & Lundahl, L. (2016). Reforming Swedish Education by Introduction of Quasi-Markets and Competition. In H. Gunter, E. Grimaldi, D. Hall & R. Serpieri (Eds.), *New Public Management and the Reform of: European Lessons for Policy and Practice* (pp. 66–80). Londres, New York: Routledge, Taylor & Francis.

Allen, R. (2008). *Choice-Based Secondary School Admissions in England: Social Stratification and the Distribution of Educational Outcomes* [PhD Thesis]. University of London, Institute of Education. En ligne: https://core.ac.uk/download/pdf/111041991.pdf

Allen, R. (2010, 6 avril). *School Autonomy and Social Segregation*. Musings on Education Policy. En ligne: https://rebeccaallen.co.uk/2010/04/06/school-autonomy-and-social-segregation/

Allen, R. & Burgess, S. (2010). *The Future of Competition and Accountability in Education*. Technical report, 2020 Public Services Trust.

Baye, A., Demonty, I., Lafontaine, D., Matoul, A. & Monseur, C. (2010). Lecture à 15 ans: Premiers résultats de PISA 2009. *Les Cahiers des Sciences de l'Éducation, 31*.

Böhlmark, A., Holmlund, H. & Lindahl, M. (2015). *School Choice and Segregation: Evidence from Sweden*. Working Paper No 2015:8. Uppsala: Institute for Evaluation of Labour Market and Education Policy (IFAU).

Bunar, N. & Kallstenius, J. (2008). *Valfrihet, integration och segregation i Stockholms grundskolor*. Stockholm: Stockholms stad, Stockholm University (Department of Sociology).

Burgess, S., McConnell, B., Propper, C., & Wilson, D. (2007). The Impact of School Choice on Sorting by Ability and Socioeconomic Factors in English Secondary Education. In L. Woessman & P. Peterson (Eds.), *Schools and the Equal Opportunity* (pp. 273-292). Cambridge (MA): MIT Press. doi:10.7551/mitpress/6051.003.0017.

Delvaux, B. (2005), Ségrégation scolaire dans un contexte de libre choix et de ségrégation résidentielle. In M. Demeuse, A. Baye, M.-H. Straeten, J. Nicaise & A. Matoul (Eds.), *Vers une école juste et efficace* (pp. 275-296). Louvain-la-Neuve: De Boeck Supérieur.

Delvaux, B. (2011). Nationalité et parcours scolaire en Belgique francophone. *Les Cahiers de Recherche du Girsef, 86*.

Delvaux, B., Bouchat, T.-M. & Hindryckx, G. (2008). Espace local et choix du lieu de scolarisation dans l'enseignement fondamental. *Les Cahiers de Recherche en Education, 64*.

Delvaux, B. & Joseph, M. (2006). Hiérarchie scolaire et compétition entre écoles : le cas d'un espace local belge. *Revue française de pédagogie, 156*, 19-27.

Delvaux, B. & Serhadlioglu, E. (2014). La ségrégation scolaire, reflet déformé de la ségrégation urbaine: Différenciation des milieux de vie des enfants bruxellois. *Les Cahiers de Recherche du Girsef, 100*.

Demeuse, M. & Baye, A. (2008a). Indicateurs d'équité éducative: Une analyse de la ségrégation académique et sociale dans les pays européens. *Revue française de pédagogie, 165*, 91-103.

Demeuse, M. & Baye, A. (2008b). Mesurer et comparer l'équité des systèmes éducatifs en Europe. *Éducation et formations, 78*, 137-149.
Demeuse, M. (2012). Une ségrégation dans notre système scolaire ?. *Eduquer*, 87, 12-14.

Dumay, X., Dupriez, V. & Maroy, C. (2010). Ségrégation entre écoles, effets de la composition scolaire et inégalités de résultats. *Revue française de sociologie*, 51(3), 461–480.

Dupriez, V. & Dumay, X. (2011). Les quasi-marchés scolaires : au bénéfice de qui ?. *Revue française de pédagogie*, 176, 83-100.

Dupriez, V., Monseur, C., & Campenhoudt, M. (2009). Etudier à l'université: le poids des pairs et du capital culturel face aux aspirations d'études. *Les Cahiers de Recherche en Education et en Formation*, 75, 3-32.

Eurydice (European Education and Culture Executive Agency), Horváth, A., Krémó, A., Sigalas, E., and Teodora Parveva (2020). *Equity in school education in Europe: structures, policies and student performance* (Publications Office of the European Union).

Feintuck, M. & Stevens, R. (2013). *School Admissions and Accountability : Planning, Choice Or Chance?*. Bristol: Bristol University Press. doi:10.2307/j.ctt9qgscd.

Friant, N. (2016). *Choix de l'école et ségrégations scolaires dans un espace local en Belgique francophone*, Inégalités éducatives et espaces de vie, Sep 2015, Rennes. En ligne: [https://shs.hal.science/halshs-01324908/document](https://shs.hal.science/halshs-01324908/document).

Gorard, S., Taylor, C. & Fitz, J. (2000). A Re-Examination of Segregation Indices in Terms of Compositional Invariance. Social Research Update, 30. En ligne: [https://sru.soc.surrey.ac.uk/SRU30.PDF](https://sru.soc.surrey.ac.uk/SRU30.PDF).

Hirtt, N. (2003, 20 juin). *Inégalités sociales, semi-marchés, sous-financement, filières... La catastrophe scolaire belge*. En ligne sur le site de l'Appel pour une école démocratique: [https://www.skolo.org/CM/wp-content/uploads/2003/06/confpresse200603.pdf](https://www.skolo.org/CM/wp-content/uploads/2003/06/confpresse200603.pdf)

Hirtt, N. (2007). *Impact de la liberté de choix sur l'équité des systèmes éducatifs ouest-européens*. En ligne: [https://hal.science/hal-01963772/document](https://hal.science/hal-01963772/document).

Hirtt, N. (2014). *PISA 2012 sans fard et sans voile. Pourquoi les systèmes éducatifs de Belgique et de France sont-ils les champions de l'inégalité sociale?*. Appel pour une école démocratique.

Hirtt, N. (2020), *L'inégalité scolaire, ultime vestige de la Belgique unitaire ? Une analyse statistique des causes de l'inégalité scolaire dans l'enseignement flamand et francophone belge, à partir des données de l'enquête PISA 2018*. En ligne sur le site de l'Appel pour une école démocratique: [https://www.skolo.org/CM/wp-content/uploads/2020/02/PISA-2018-FR.pdf](https://www.skolo.org/CM/wp-content/uploads/2020/02/PISA-2018-FR.pdf).

Hirvenoja, P. (2000). *Families in the 'Public-Markets' : School Choice in the Comprehensive School*, Edinburgh.

Jacobs, D., Danhier, J., Devleeshouwer, P. & Rea, A. (2013). Inégalité sociale, ségrégation et performance de l'enseignement obligatoire en Belgique. In P. Maystadt, E. Cantillon, L. Denayer, P. Pestieau, B. V. der Linden & M. Cattelain (Eds.), *Le modèle social belge : quel avenir ?* (pp 781-806). Charleroi: Presses interuniversitaires de Charleroi.

Kuosmanen, I. (2014). The Effects of School Choice on Segregation of Finnish Comprehensive Schools. University of Helsinki. En ligne: [https://helda.helsinki.fi/server/api/core/bitstreams/427a71b0-9a5a-4c41-b548-494b28726e20/content](https://helda.helsinki.fi/server/api/core/bitstreams/427a71b0-9a5a-4c41-b548-494b28726e20/content)

Lafontaine, D. & Monseur, C. (2011). Quasi marché, mécanismes de ségrégation sociale et académique en Communauté française de Belgique. *Education Comparée*, 6, 69-90.
Maroy, C. (2007). Pourquoi et comment réguler le marché scolaire ?. *Les Cahiers de Recherche en Education*, **55**.

Monso, O., Fougère, D., Givord, P., & Pirus, C. (2019). Les camarades influencent-ils la réussite et le parcours des élèves? Une revue de littérature sur les effets de pairs dans l'enseignement primaire et secondaire. *LIEPP Working Paper N°86*. hal-03456953.

OECD (2011). Private schools: who benefits? *PISA in Focus*, **7**. En ligne: https://www.oecd.org/pisa/pisaproducts/pisainfocus/48482894.pdf.

OECD (2013). Are Countries Moving Towards More Equitable Education Systems ?', *PISA in Focus*, **25**.

Östh, J., Andersson, E., & Malmberg, B. (2013). School Choice and Increasing Performance Difference: A Counterfactual Approach. *Urban Studies*, **50**, 407–425. doi : 10.1177/0042098012452322

Põder, K., Kerem, K., & Lauri, T. (2013). Efficiency and Equity Ruthin European Education Systems and School Choice Policy: Bridging Qualitative and Quantitative Approaches. *Journal of School Choice*, **7**, 1–36. doi:10.1080/15582159.2013.759837.

Riegert, A. (2016). Inégalités scolaires, ségrégation et effets de pairs [Thèse, EHESS]. En ligne: https://theses.hal.science/tel-01333797.

Taylor, C. (2009). Choice, Competition, and Segregation in a United Kingdom Urban Education Market. *American Journal of Education*, **115**(4), 549–568.

Walford, G. (1996). School Choice and the Quasi-Market. *Oxford Studies in Comparative Education*, **6** (1).

Walford, G. (2000). School Choice, Equity and Social Exclusion in England and Wales. In J. Sayer & J. L. Vanderhoeven (Eds.), *School Choice, Equity and Social Exclusion in Europe*. Leuven: Garant.

Whitty, G. & Power, S. (2001). Devolution and Choice in Education: The Research Evidence to Date. *Zeitschrift für Pädagogik*, **43**.

Wiborg, S. (2010). *Swedish Free Schools : Do they work ?*. Centre for Learning and Life Chances in Knowledge Economies and Societies Research, No 18.