i. Description d’ensemble : mobilité totale, destinées, recrutements

39Il est temps d’aborder l’analyse de la table de mobilité (encore appelée ici tableau de mariage [21]) établie à partir des mariages qui se sont conclus sous l’Empire. Deux tables sont disponibles, toujours à partir des hommes dont le nom commençait par TRA, l’une à partir des mariages conclus entre 1803 et 1809, la seconde à partir de ceux conclus entre 1810 et 1814. Elles présentent certaines différences, que j’analyserai ci-dessous, mais qui ne sont pas assez significatives pour interdire de considérer l’Empire comme un tout. Il est alors souhaitable de regrouper les deux périodes (donc d’additionner les deux tables) pour disposer d’un échantillon plus important et ainsi mieux fonder les conclusions [22].

40Commençons par une analyse globale du couple immobilité/mobilité. Les hommes qui, au moment de leur mariage, sont dans la même position que leur père (« même » au sens de la nomenclature en cinq postes décrite à l’instant) forment, sous l’Empire, 70 % des mariés ; donc 30 % sont dans une position différente, c’est-à-dire sont « mobiles ». Sur le couple « 70 % d’immobiles - 30 % de mobiles » quel jugement porter ? Une proportion de mobiles de 30 %, est-ce beaucoup ou peu ? Difficile à dire de façon immédiate. Voici quelques éléments susceptibles d’aider à se faire une opinion.

41D’abord, ce taux étant mesuré sur un échantillon de 1 657 mariages, il est affecté d’une erreur aléatoire (en admettant que, de fait, cet échantillon a été tiré au hasard). En rigueur de terme, il faut alors seulement conclure : la proportion de mobiles a deux chances sur trois d’être comprise entre 28,9 % et 31,1 %, ou, si l’on veut quasiment la certitude, elle a 95 chances sur cent d’être comprise entre 27,8 % et 32,2 %. On voit que cet « intervalle de confiance » confère une certaine imprécision au résultat (il est à deux ou trois points de pourcentage près donc), ce qui limitera les possibilités de comparaison (avec une autre période par exemple).

42Ensuite, le taux de 30 % est relatif au degré de finesse de la nomenclature : plus elle serait détaillée, plus (toutes choses égales par ailleurs) il serait élevé, et à l’inverse si la nomenclature n’avait qu’un poste, il serait nul. 30 % lorsque seules cinq positions sociales sont distinguées, peut être jugé, dans cette perspective, assez élevé. Peut-être plus élevé que ce à quoi on se serait attendu en pensant à une société assez figée, que le développement industriel, et économique en général, avec son cortège de mutations, n’a guère encore touchée [23]. Si on supprime la distinction de qualification parmi les manuels, le taux de mobilité s’établit à 25,6 %, et si en plus on regroupe paysans et ouvriers agricoles pour ne plus retenir que la distinction Agricoles/ Manuels/ Non-Manuels, il s’élève à 23 %. La diminution du taux avec la suppression de ces deux distinctions (qualification des manuels, statut des agricoles) est assez faible : même si l’on reste très grossier dans les distinctions sociales, le taux de mobilité est notable [24].

43Enfin, cette valeur de 30 % fera place à une valeur un peu plus grande après l’Empire, surtout à partir des années 1830 (au début du décollage économique, précisément) : vers 37-38 %, puis environ 40-42 % à la fin du siècle et jusqu’à la Seconde Guerre mondiale. Ainsi l’indicateur est-il bien sensible au développement, mais assez peu finalement. Ce n’est qu’avec les Trente Glorieuses, à partir des années 1950, qu’il fait un bond : 46 %, puis 50 %, et, même, il atteint son maximum à la fin de la série de ces tables : 58 % de mobiles lors des mariages conclus entre 1975 et 1986. Cette fois-ci, depuis les années 1950, la société française est réellement beaucoup plus mobile qu’auparavant. On pourrait dire, si l’on voulait, que selon cet indice, la mobilité sociale sous l’Empire est deux fois moins importante qu’à la fin du XX^e siècle. Deux fois, mais pas trois ou dix : la société impériale est loin d’être immobile.

44Pour prendre une mesure plus précise du phénomène, il convient de regarder maintenant les « destinées » et les « recrutements », deux termes que nous avons déjà utilisés, mais qu’il faut maintenant définir. Une table de mobilité sociale, en effet, peut donner lieu à deux sortes de lecture, complémentaires mais qui doivent être distinguées avec soin car, loin de s’identifier, elles illustrent deux façons de la « lire », ou deux « points de vue » sur la mobilité sociale.

45Une lecture en termes de « destinée sociale ». Elle répond à la question : dans quelle position sont les personnes d’un père occupant une position donnée, c’est-à-dire les personnes d’une origine sociale donnée ? L’immobilité sociale dans un « milieu » donné (c’est-à-dire pour une origine donnée) est, dans ce contexte, mesurée par la proportion de personnes qui occupent la même position que leur père, et la mobilité sociale stricto sensu par la proportion complémentaire de ceux qui sont dans une autre position que leur père, qui appartiennent à une autre classe que lui, si l’on veut.

46Une lecture en termes de « recrutement social ». Elle répond à la question : de quelle origine sociale (c’est-à-dire de quelle position sociale du père) viennent les personnes occupant une position donnée ? Là encore, on peut identifier l’importance de l’immobilité sociale dans un « milieu » donné (c’est-à-dire, cette fois-ci, dans une position donnée) par la part de ceux qui viennent du même milieu que celui qu’ils occupent. Cette façon de présenter l’ampleur de l’immobilité sociale est beaucoup moins fréquente dans les analyses et jugements habituels que la précédente, en termes de destinée, mais elle est également capitale.

47Les destinées (tableau 1A) : L’immobilité est très variable selon le milieu. C’est parmi les paysans et les manuels non qualifiés qu’elle est la plus prononcée : trois quarts de leurs fils sont dans la même position qu’eux. Parmi les manuels qualifiés, c’est du même ordre (70 %), et c’est parmi les ouvriers agricoles et les non-manuels qu’elle est la moins forte (50 % « seulement », mais 50 % tout de même des fils sont ici dans la même position que leur père). Plusieurs aspects complémentaires sont remarquables. Par exemple, la porosité entre les ouvriers agricoles et les manuels non qualifiés. Ou encore le fait que les fils de non manuels qui ne sont pas non manuels eux-mêmes se répartissent également dans les trois positions manuel qualifié, manuel non qualifié et paysan : c’est évidemment la marque d’une société rurale, où nombre de non manuels vivent à la campagne et dont un fils sur sept devient paysan [25]. En fait, l’équilibre entre ces trois destinées pour les fils de non manuel qui sont mobiles confère à cette position une sorte de rôle de pivot dans la structure sociale de l’époque.

48La destinée des manuels appelle un autre commentaire important. Que l’immobilité soit élevée au sein des qualifiés d’une part, des non qualifiés d’autre part, doit s’interpréter en termes d’hérédité de profession (industrielle ou artisanale). On se souvient en effet que la qualification des manuels a été, dans cette nomenclature, déterminée en fonction des appellations de profession. Il est donc sûr que l’ampleur de l’immobilité reflète ici la transmission du même métier du père au fils. Cette hérédité proprement professionnelle n’est cependant pas totale ou absolue, puisque des échanges notables (mais beaucoup plus faibles) se font entre les deux niveaux de qualification, illustrant, au-delà de l’hérédité professionnelle, une certaine proximité entre les diverses professions industrielles ou artisanales.

49Les recrutements (tableau 1B) : À nouveau, l’autorecrutement est très différent selon la position, il varie du simple au double. Comme aujourd’hui, c’est parmi les paysans qu’il est le plus élevé : neuf paysans sur dix sont fils de paysan. Et c’est parmi les ouvriers agricoles et les manuels non qualifiés qu’il est le plus faible (de l’ordre d’un sur deux), cela en raison des échanges importants entre ces deux positions, mais aussi et surtout venant des paysans : un ouvrier agricole sur quatre et un manuel non qualifié sur quatre est fils de paysan : cela illustre une certaine fragilité, sinon de toute la catégorie des paysans, du moins de sa frange la plus basse. Compte tenu des coups de projecteur de la seconde partie de cette étude sur le recrutement des élites et des notables, il est très intéressant de regarder le recrutement des non manuels, pris globalement. Il est remarquable que l’autorecrutement y soit assez prononcé : 80 % des non manuels sont fils de non manuel, c’est-à-dire que si l’on admet que le développement de cette catégorie (y compris dans sa frange supérieure) a pu exercer un effet d’attraction, un appel d’air, sur d’autres catégories, il est globalement resté assez modeste, touchant un non manuel sur cinq.

50Peut-être pour compléter ces quelques éléments est-il utile de regrouper un peu les positions sociales, pour avoir une table plus ramassée : ce qu’on perd en signification, on le gagne en capacité de lecture et de mémorisation des principaux flux dans la société impériale. Dans cet esprit, le tableau 1bis, construit comme le précédent mais à partir des trois positions : paysan, non manuel, manuel, donne une vue d’ensemble saisissante. Il y a d’abord les deux pôles majeurs que sont les paysans et les manuels : d’importance proche (environ 48 % et 41 %), ils forment à eux deux pratiquement toute la société, et la reproduction, au sein de chacun, est considérable : tant en termes de destinée, puisque trois quart (déjà dit) des fils de paysans et neuf sur dix des fils de manuels sont dans la même position que leur père ; qu’en termes de recrutement, où cette fois-ci, c’est dans la paysannerie que l’autorecrutement est le plus prononcé. L’immobilité chez les manuels se voit ici beaucoup plus que précédemment, car la disparition du clivage qualifié/ non qualifié au profit d’une « grosse » classe de manuels montre qu’on n’en sort pas, du moins en une génération. En dépit de l’ampleur de l’immobilité, il y a entre ces deux très gros pôles une « porosité » importante (et dissymétrique) : un fils de paysan sur cinq est manuel ; un fils de manuel sur quinze est paysan. Le reste de la société, les non manuels, qui n’en représentent que de l’ordre de 10 %, est en quelque sorte « dans une position charnière » au sens où les recrutements de ce milieu, comme la destinée de ses fils sont assez équilibrés – beaucoup plus, en tout cas, que ceux de la paysannerie et des manuels. La destinée, surtout, est assez ouverte, puisque la moitié (« seulement ») des fils de non manuel sont non manuels eux-mêmes. Au total avec cette lunette, la mobilité totale dans la société impériale est plus faible évidemment qu’avec une lunette plus précise – mais 21 % quand même des fils ne sont pas, lors de leur mariage, dans le même milieu que leur père : la moitié de ces mobiles sont des fils de paysan qui, au moment de leur mariage, sont manuels (pour l’essentiel ouvriers ou artisans) [26].

ii. Recrutement de la « bourgeoisie » et destinée de ses fils

51À l’inverse d’avoir regroupé les positions en trois, il est précieux de les détailler pour donner une vue plus précise du recrutement et de la destinée de certaines positions mieux délimitées. C’est ici qu’intervient le second ensemble de données, celui que j’ai constitué à partir du fichier de l’INED (Bourdieu et alii). En me limitant aux hommes TRA (et en excluant donc les époux des femmes TRA), sur un échantillon plus faible donc, mais représentatif aussi, j’ai codifié les positions sociales du père et du fils dans la nomenclature qui sera utilisée dans la seconde partie de ce travail, et qui est présentée de façon précise dans l’annexe 4. Voici quels en sont les dix postes (neuf, plus un poste « non déclaré »), et ce qu’ils regroupent d’appellations de métiers, appellations qui souvent existent encore, mais parfois (notamment dans le cas des paysans, des artisans et des ouvriers) ont un charme désuet ou ont disparu : 

52« Paysans » : qui regroupe les déclarations suivantes : laboureur, cultivateur, agriculteur, propriétaire et cultivateur, vigneron, fermer, métayer, bordier, ménager et même « cvr » que j’ai interprété comme agriculteur ;

53« Ouvriers agricoles » : journalier, brassier, ouvrier agricole jardinier, valet de ferme, berger, scieur de long ; j’ai rangé les meuniers parmi les artisans et ouvriers ;

54« Petits commerçants » : commerçant, marchand, aubergiste, cafetier, charcutier ;

55« Bourgeois (restreints) actifs » : officier, négociant, fabricant, avocat, notaire, pharmacien, professeur du secondaire, journaliste, directeur, chef de bureau ;

56« Propriétaires » : propriétaire, rentier ; c’est lorsque la déclaration n’était que « propriétaire » que la personne figure là ; tous les cas de propriétaire et quelque chose (cultivateur, etc.) ou quelque chose et propriétaire ont été classés ailleurs ; même avec cette précaution, ce poste de « propriétaire » est hétérogène, regroupant des propriétaires agricoles, donc qui devraient être parmi les « paysans » (mais on ne peut les isoler) et des « propriétaires stricto sensu », c’est-à-dire oisifs ;

57« Sous-officiers et soldats » : le cas des déclarations « marin » est compliqué car très imprécis ; j’ai considéré qu’ils étaient tous de marine marchande ; ils ne figurent donc pas ici mais dans le poste « artisans et ouvriers » ; c’est certainement un peu excessif, mais moins faux que n’eût été le choix inverse ;

58« Couches moyennes et employés » : employé de bureau, officier ministériel, garde champêtre, garde-chasse, artiste, prêcheur, ministre du culte protestant, maître d’école, huissier, chirurgien, gagiste, homme de confiance ;

59« Artisans et ouvriers » : les appellations, ici, sont évidemment innombrables ; trois choses essentielles doivent être précisées ; d’abord il est impossible, au vu de la seule appellation, de séparer ouvriers et artisans : si certaines appellations dénomment sans ambiguïté un ouvrier (manouvrier, etc.), la plupart peuvent recouvrir les deux statuts ; d’autre part, je n’ai pas voulu tenter d’identifier des métiers « qualifiés » et des métiers « non qualifiés » ; enfin, la frontière avec le groupe des « petits commerçants » est largement arbitraire, j’ai considéré que la ligne de partage pouvait être entre ceux qui transforment la matière (même si, en plus, ils la vendent éventuellement) et ceux qui ne font que la vendre ; dans cet esprit, par exemple, j’ai classé ici les boulangers et les bouchers, tandis que les charcutiers sont avec les « petits commerçants » ;

60« Domestiques » : seuls les non agricoles sont classés dans ce poste ;

61« Non déclarés » : ce dernier poste est assez important pour les pères ; je ne le fais pas intervenir dans les analyses du texte, mais je l’étudie dans les annexes 1 et 2.

62À chacun de ces postes, j’ai mis des guillemets pour souligner que, même lorsqu’ils ont le même intitulé que dans le découpage à cinq positions de Van Leuwen et alii, ils ne recouvrent pas la exactement même chose. Les deux codages, celui de ces auteurs et le mien, sont en effet fatalement différents car les appellations de métier sont trop vagues pour que deux codeurs fassent toujours le même choix. Cela se comprend très bien à la lecture de mes propres choix, présentés sommairement à l’instant.

63La table de mobilité sociale détaillée qui repose sur ces dix postes figure dans l’annexe 1 (tableau A1.4). Elle fournit un premier résultat global très intéressant : la proportion de mobiles, dans cette nomenclature à neuf positions (les non-déclarés exclus, bien sûr) est exactement d’un tiers [27]. Elle est bien sûr un peu supérieure à celle (30 %) que nous avions vue dans le cas de cinq positions, mais très peu. Qu’avec deux codifications indépendantes, et deux regards différents sur la société, l’un détaillé l’autre regroupé, on parvienne à quasiment la même valeur est extrêmement rassurant : c’est un élément de « robustesse » de nos résultats, et l’on peut considérer que cette proportion de mobiles, 30-33 %, est « réelle », et caractérise bien l’ampleur globale de la mobilité sociale au cours du Premier Empire.

64Au-delà de ce résultat d’ensemble, chacun pourra à loisir regarder dans le tableau A1.4 le recrutement et la destinée d’une position donnée, par exemple la destinée détaillée des fils de « paysans », ou le recrutement détaillé des « artisans et ouvriers ». En raison de son intérêt propre et aussi du fait de la seconde partie de ce travail, j’ai choisi de regarder les « bourgeois » : leur recrutement et la destinée de leurs fils.

65La discussion et la définition précise de ce terme « bourgeois », comme des expressions adjacentes « bourgeoisie restreinte active », « bourgeoisie restreinte oisive », « bourgeoisie très large active », « bourgeoisie très large oisive » figurent ci-après, au début de la seconde partie. N’entrons donc pas dès maintenant dans cette discussion, et admettons ici qu’on voit bien, ou à peu près bien, ce que cela recouvre : pour la « bourgeoisie restreinte active », grâce aux appellations prises comme exemples lors de l’énoncé du poste ci-dessus ; la « bourgeoisie restreinte totale (active et oisive) » peut être approximée en ajoutant à la « bourgeoisie restreinte active » les « propriétaires » (c’est seulement une approximation en raison de l’imprécision signalée ci-dessus sur le contenu des « propriétaires »). Quant à la « bourgeoisie très large », là aussi, on peut l’approcher en ajoutant à la « bourgeoisie restreinte » les « petits commerçants » les « couches moyennes et employés », et l’« armée » (dans la mesure où ce sont surtout des sous-officiers). C’est une approximation, car la bourgeoisie très large devrait recouvrir aussi les artisans, ce qu’on ne peut faire ici : il est donc plus approprié de parler de « non manuel » (tout en conservant à l’esprit que cette expression ne recouvre pas exactement la même chose que les non manuels étudiés lors de l’analyse de la table de mobilité fondée sur cinq ou trois positions).

66Toutes ces précisions sont certes un peu longues, mais elles sont nécessaires pour bien comprendre le recrutement de la bourgeoisie et la destinée de ses fils sous l’Empire, que présente le tableau 1ter. Bien que les effectifs soient petits, on peut en tirer quelques enseignements intéressants.

67Retenons le concept le mieux mesuré, c’est-à-dire les bourgeois actifs restreints. Presque deux tiers d’entre eux (63 %) sont issus eux-mêmes de la bourgeoisie active restreinte, et environ 70 % de la bourgeoisie restreinte totale, active et oisive. (Et si l’on regarde le recrutement de cette bourgeoisie restreinte totale, c’est même un peu plus : de l’ordre de 80 % viennent eux-mêmes de la bourgeoisie restreinte totale.) Ce n’est pas 100 % mais c’est un autorecrutement très marqué. Si on élargit encore le regard, ce sont plus de 90 % des bourgeois qui sont nés dans une famille de « non manuels ». Le complément, ce sont ceux qui sont issus des couches populaires (paysans, artisans et ouvriers) : il y en a moins de 10 % (3 % plus ceux qui sont issus de petits propriétaires qui sont en fait paysans).

68La destinée des fils de ces bourgeois stricto sensu est également assez typée, quoique loin d’être déterminée absolument : un peu plus de la moitié (54 %) sont eux-mêmes des bourgeois actifs, mais il y a aussi, en parallèle, des fils de bourgeois durant l’Empire qui appartiennent aux couches moyennes ou même sont « populaires » : au total, un tiers.

69L’intérêt essentiel du tableau 1 ter est précisément ce détail dans lequel il permet d’entrer, et que ne permettaient pas d’atteindre les analyses précédentes (tableaux 1 et 1bis). Du point de vue des résultats et conclusions sur la mobilité sociale, ici celle des bourgeois, seul cet intérêt compte. Mais il y a aussi un intérêt second, méthodologique celui-là, qui provient du rapprochement des trois tableaux 1, 1bis, 1 ter. Avec les tableaux 1 et 1 bis, on avait conclu que l’autorecrutement des non manuels (propres à ces tableaux) était de l’ordre de 80 %. Le tableau 1ter approche lui aussi, mais sur un échantillon plus petit et dans ses propres catégories, l’autorecrutement des non manuels. Si l’on retient l’ensemble, 70 % des non manuels (actifs et oisifs) sont issus d’une famille de non manuels. L’autorecrutement est ici plus faible (mais il faut tenir compte du fait qu’ici les non manuls n’incluent pas les artisans). L’erreur aléatoire pourrait à elle seule expliquer cet écart car les effectifs sur lesquels repose ces deux proportions sont petits. Mais il faut y voir aussi, et peut-être surtout, l’impact de l’observateur sur les résultats : codifications indépendantes et nomenclatures quelque peu différentes créent un certain flou dans les résultats. Ici, il est donc de l’ordre de 10 points. Nous ferons au cours de ce travail une seconde épreuve de ce genre – comparer deux codifications indépendantes – à propos de l’origine sociale des maréchaux de l’Empire (cf. ci-dessous partie II.1). Et l’on retrouvera un écart du même ordre de grandeur. Ce n’est pas qu’une façon de coder, donc de repérer la position sociale soit meilleure que l’autre. C’est simplement qu’il est dans la nature des choses qu’il en soit ainsi : l’écart résulte fondamentalement de l’insuffisante qualité des données de départ. Ces données ont un mérite – et il est immense –, celui d’exister. Mais elles sont imprécises.

70Pas au point de ne pouvoir conclure : que l’autorecrutement des non manuels soit égal à 80 % ou 70 %, il est élevé. Et l’on peut parfaitement conclure que les deux mouvements ont eu lieu : une reproduction notable des non manuels et une certaine ouverture, les non manuels « puisant » aussi dans d’autres milieux. Conclusion qui vaut aussi, mais en plus accentuée, pour, au sein des non manuels, la bourgeoisie stricto sensu : reproduction plus accusée, ouverture plus faible (et limitée aux couches moyennes).

iii. La mobilité sociale vue à travers les signatures au mariage, ou « mobilité scripturale »

71Utiliser le prisme des « positions sociales » pour mesurer la mobilité est justifié. Mais cela a deux inconvénients. D’abord, outre leur imprécision, les appellations de profession peuvent être absentes, non seulement faute de déclaration, mais aussi pour une raison de fond : les femmes, en particulier, étaient rares à être « actives », à exercer une profession. Retenir la position sociale écarte donc pratiquement les femmes de l’analyse. Ensuite, second inconvénient, on risque d’oublier d’autres dimensions éventuellement importantes, non seulement pour caractériser la « position » de la personne ou de ses ascendants dans la société, mais surtout pour le processus lui-même de transmission de la génération à la suivante. Même si, avec des positions fondées sur les appellations de profession, on capte certainement la dimension la plus significative – surtout aux périodes concernées par cette étude –, il n’est pas exclu que d’autres dimensions aient une certaine importance, même secondaire.

72Tel est le cas du niveau d’éducation. Il a à l’évidence un rôle central aujourd’hui, peut-être même supérieur à la profession ou à la richesse, dans les ascensions ou les descentes sociales. Et peut-être devrait-il aussi être pris en compte au cours de l’Empire. Sans prétendre conduire une telle investigation dans toute son ampleur, l’analyse à laquelle nous allons nous livrer dans ce paragraphe se relie à ce souci. Le critère retenu est le fait d’avoir signé ou non le registre lors du mariage. Il vaut pour chacun des deux conjoints et chacun de leurs parents, soit pour six personnes. Et c’est là qu’on voit qu’on peut réintégrer les femmes (conjointes et mères) dans l’analyse.

73Ne pas signer le registre de mariage peut être considéré, même s’il faudrait apporter des nuances, comme une marque d’illettrisme. Le partage a signé/ n’a pas signé est ainsi un indice, certes grossier, mais significatif, du clivage de la population en deux groupes, entre disons ceux qui « savent lire et écrire » et ceux « qui ne le savent pas », ou même peut-être et de façon encore plus large et vague, entre « instruits » et « non instruits ». Les chercheurs ont depuis longtemps mobilisé cette information, que ce soit sur les conscrits tout au long du XIX^e siècle, ou dans des grandes enquêtes de population, notamment celle de l’INED, qui porte sur une période encore plus longue (depuis 1670). On peut donc commencer par éprouver la qualité des données que nous allons utiliser ici en les rapprochant de ces données de référence.

7449,2 % des hommes de notre échantillon, c’est-à-dire des hommes TRA et des conjoints des femmes TRA, ont, lors de leur mariage célébré entre 1803 et 1814, signé leur registre de mariage, et 28,7 % de leurs conjointes. Or, dans ses articles sur le sujet, qui regroupent l’ensemble des données existantes, Jacques Houdaille conclut ainsi : entre 1800 et 1809, 50 % des hommes ont signé lors de leur mariage, et entre 1810 et 1814, 53 % ; entre 1800 et 1809, 29 % des femmes ont signé lors de leur mariage, et entre 1810 et 1814,33 % [28].

75Les proportions issues de notre échantillon sont donc très proches de ces références (elles paraissent peut-être très légèrement inférieures, mais comme ces deux sources, celle de Jacques Houdaille et la nôtre, sont en fait des échantillons, les deux résultats sont affectés d’erreurs aléatoires, de sorte que des différences si faibles entre eux ne sont pas significatives). Cet accord est très rassurant, et « solidifie » les résultats originaux que je vais présenter. En effet, croiser le fait d’avoir signé ou non entre les deux époux est connu, et le refaire ici permettra de comparer avec ce qui existe. Mais ce qui va être nouveau, c’est de croiser le fait d’avoir signé ou non, entre les personnes, époux et épouses, et leurs parents, père et mère.

76Commençons donc par le croisement entre époux, ce que Jacques Houdaille appelle l’« homogamie sociale », et qu’il vaudrait mieux nommer « homogamie scripturale ». L’homogamie scripturale est très forte : les trois quarts des couples (73,9 %) qui se sont formés sous l’Empire sont « homogames scripturaux », c’est-à-dire sont constitués de conjoints ayant le même « profil scriptural » : ils savent tous deux signer (25,3 %), ou ils l’ignorent tous deux (48,6 %). Les couples « mixtes » sous ce rapport, c’est-à-dire hétérogames, sont très minoritaires : dans 22,8 % des couples formés sous l’Empire le mari a signé et la femme non ; et dans 3,3 %, presque jamais donc, c’est le contraire.

77L’homogamie scripturale, on le verra ci-dessous, est plus prononcée que la « ressemblance scripturale » d’une génération à l’autre (des pères ou mères aux fils ou filles). Il est intéressant, pour bien situer cette tendance très forte, de la rapprocher de trois schémas théoriques extrêmes. Premier schéma : que serait la proportion de couples homogames scripturaux si la tendance à l’homogamie était maximale ? 80,6 %. Deuxième schéma : que serait-elle si la tendance à l’homogamie était nulle, c’est-à-dire si les couples se formaient au hasard sous le chapitre de la dimension scripturale ? 50,8 %. Enfin, troisième schéma extrême : que serait l’homogamie si la tendance à l’homogamie était minimale, la plus négative possible, les maris et femmes tendant le plus à se distinguer sous ce chapitre ? 23,3 %. On voit, comme attendu, que l’observation est très proche de son maximum. Les sociologues ont élaboré des indices synthétisant la « distance » entre l’observation et ces trois extrêmes. Ces indices sont compris entre 0 et 1, et sont d’autant plus proches de 1 que la tendance à l’homogamie est forte. L’indice de Jacquard situe ainsi l’homogamie observée par rapport à son maximum et à ce qu’elle serait si les couples se formaient au hasard : il vaut 0,78 ; l’indice de Boudon situe l’observation par rapport à son maximum et à son minimum : il vaut 0,88. Tous deux sont évidemment très proches de 1. On pourrait alors conclure, par exemple, sur la foi de l’indice de Jacquard, que l’homogamie observée est quatre fois plus proche de sa valeur maximale que de sa valeur si les couples se formaient au hasard [29].

78Passons maintenant à la « mobilité scripturale » des ascendants aux descendants, c’est-à-dire à la mobilité vue à travers le fait d’avoir signé ou non le registre lors du mariage de l’enfant. Elle fait l’objet du tableau 1quarto. Il faut préciser trois préalables pour bien saisir sa signification.

79D’abord, aussi bien pour le marié que pour la mariée, je me suis limité, dans ce tableau, au cas où il ou elle avait encore ses deux parents lors de son mariage. Cette limite n’avait évidemment pas lieu d’être pour les conjoints (!), mais elle est ici nécessaire : on ne sait si les parents décédés au mariage de leur enfant auraient signé le registre ou non. Ce champ est donc différent pour les mariés d’une part, les mariées d’autre part. Il est d’ailleurs intéressant, à ce propos, de noter ceci : à cette époque, c’est dans moins d’un cas sur deux (43 %) que ces hommes et ces femmes avaient encore leurs deux parents quand ils se sont mariés. C’est très peu, finalement. Bien entendu, ce sont plus souvent les pères qui avaient disparu, et la perte de ses parents affectait un peu plus les mariés que leur épouse : effet combiné de la mortalité différentielle entre pères et mères, et de la différence d’âge entre époux.

80Deuxième préalable, il y a là aussi, comme entre conjoints et même davantage, un certain nombre de non-disponibles : cette ignorance concerne surtout le père ou la mère. J’en ai tenu compte de la même façon que précédemment, c’est-à-dire que chacune des colonnes du tableau est limitée aux cas où on sait pour les trois personnes impliquées, le ou la mariée, son père et sa mère, si elle a signé ou non.

81Enfin, c’est ici surtout une perspective de « destinée » qui est intéressante. C’est bien l’éventuelle transmission intergénérationnelle de la capacité à signer (comme indice de la transmission de la capacité à lire et écrire, ou même, si l’on veut élargir, du « capital culturel ») qui nous intéresse. Le tableau 1quarto se présente donc de façon à lire directement cette capacité.

82Elle est très grande. Opposons tout de suite les deux cas extrêmes, les familles où les parents ont signé tous deux et celles où aucun n’a signé. Dans les premières, 88,6 % des mariés ont eux-mêmes signé, et dans les secondes, 27,6 % (seulement, ou tout de même). L’écart est également très grand chez les mariées : si leurs deux parents ont signé elles sont 75,4 % à avoir signé aussi, si aucun n’a signé elles ne sont que 8,3 %. On constate donc que l’écart est encore plus ample pour les mariées, ce qui signifie qu’avoir des parents sachant signer est encore plus important, à cette époque, pour les femmes que pour les hommes.

83Du point de vue des progrès de l’alphabétisation, ces résultats sont instructifs. Quand on naît dans une famille où les deux parents savent signer, on le saura soi-même presque sûrement si l’on est un garçon : la compétence scripturale est pratiquement irréversible ou, si l’on veut, consolidée – et cela d’autant plus si plus tard ce garçon épouse une fille sachant elle aussi signer. En revanche, parmi les filles, le processus est moins solide : il est vrai que l’avantage d’être né dans une famille où l’on sait lire est encore plus grand pour les filles que pour les garçons, mais cela n’assure pas pour autant qu’elles sauront toutes signer : il est en effet singulier qu’un quart des mariées nées dans une famille de deux « lettrés » n’ait pas signé elle-même (et du coup, il n’est pas sûr que les petits-enfants du couple initial, qui savait signer, sachent eux-mêmes signer – surtout si leur gendre, lui aussi, ne le sait pas). C’est sans doute l’indice d’une certaine inattention, sous le Premier Empire (et d’ailleurs après), à l’éducation des filles, ce qui contribue à expliquer le retard d’alphabétisation de ces dernières tout au long du XIX^e siècle, et même au-delà.

84Un autre aspect doit être mentionné : c’est bien si les deux parents savent signer que l’enfant (presque toujours si c’est le fils, très souvent si c’est la fille) sait signer lui aussi. Qu’un seul des parents maîtrise cette compétence ne suffit pas du tout à en assurer une parfaite transmission. Si seul le père sait signer, l’enfant sait signer dans 70,1 % des cas seulement si c’est un garçon, et pratiquement deux fois moins souvent (41,3 %) si c’est une fille. Si c’est la mère seule qui sait signer au lieu des deux parents, la perte en ligne est du même ordre pour ses garçons et encore plus considérable pour ses filles : seule une sur quatre (27,3 %) dans ce cas sait signer – ce qui est tout de même très peu. Ainsi, pour être très forte, la transmission d’une génération à la suivante de la compétence scripturale n’est pas exempte de ratés, surtout s’il n’y a qu’un seul des parents qui sait signer, et surtout pour les filles.

85On constate d’ailleurs que la déclivité ne prend pas exactement la même forme pour les garçons et pour les filles. Pour les garçons, avoir un seul parent qui sait signer est certes moins favorable qu’en avoir deux, mais la vraie chute est entre avoir un seul parent sachant signer et n’en avoir aucun. Tandis que pour les filles la déclivité est régulière : avoir un seul parent qui sait signer est, pour elles, exactement intermédiaire entre avoir les deux qui le savent et n’en avoir aucun.

86Sur les fils, l’influence de la mère paraît un peu plus forte que celle du père, mais la différence est faible : les deux influences sont d’ampleur voisine ; sur les filles, en revanche, celle de la mère paraît plus faible que celle du père. Ces deux constats constituent une petite surprise, dans la mesure où souvent (à d’autres époques ou en se fondant sur d’autres mesures du « capital culturel »), l’influence de la mère sur l’instruction des enfants est supérieure à celle du père.

87Il est très intéressant, enfin, pour situer cette forte transmission scripturale, de la rapprocher de deux autres processus.

88D’abord de l’homogamie scripturale que nous avons étudiée plus haut. La conclusion est un peu incertaine, car les deux indices sur lesquels nous allons l’étayer fournissent un message opposé. Définissons d’abord les « immobiles scripturaux » : ce sont les familles où l’ascendant (soit le père, soit la mère) et le descendant (soit le marié, soit la mariée) ont le même « profil » : avoir tous deux signé, ou ne pas avoir signé tous deux. Ces immobiles scripturaux sont l’équivalent exact des homogames scripturaux évoqués plus haut. Voici quelle est leur proportion : entre le père et le fils, 76,4 % ; entre la mère et le fils, 68,2 % ; entre le père et la fille, 72,4 % ; entre la mère et la fille, 80,2 %. Elles sont donc du même ordre que la proportion de couples homogames scripturaux (73,9 %, je le rappelle), ce qui pousserait à conclure à une intensité voisine de la liaison dans les deux cas. Cependant, pour parlant qu’il soit, ce premier indice est un peu imprécis ; plus exactement, il n’est pas le meilleur qu’on puisse exhiber pour caractériser la force de la liaison entre ascendants et descendants d’une part, entre conjoints d’autre part. Comme on le verra ci-après à propos des tables de mobilité sociale, la sociologie moderne a dégagé celui qui paraît le meilleur, sous le nom de « rapport des chances relatives » : plus il est élevé plus la liaison est forte. Les quatre rapports des chances relatives des quatre tables de mobilité scripturale (père x fils, mère x fils, père x fille, mère x fille) sont inférieurs à celui qui se dégage du croisement des capacités scripturales des deux époux. À suivre ce second indice, jugé le meilleur, on conclut donc que la force de la transmission scripturale, très grande, est cependant un peu plus faible que l’homogamie scripturale. Dit autrement, les époux se ressemblent encore davantage que les pères et les enfants ou que les mères et les enfants.

89Second rapprochement : comparons la table de mobilité sociale père x fils de la table de mobilité scripturale père x fils. C’est une façon de comparer l’ampleur des deux transmissions, la transmission « sociale » et la transmission « culturelle ». Pour que la comparaison soit valide, il faut que les deux tables de mobilité, la scripturale et la sociale, soient de même dimension, donc 2 x 2 (puisque la table scripturale ne distingue que deux possibilités, a signé ou non). Les deux façons les plus pertinentes sociologiquement de déduire de la table de mobilité sociale précédente (tableau 1) une table qui oppose deux positions sociales seulement sont : soit opposer les paysans aux autres, soit opposer les non manuels aux autres. Nous ferons ci-après un large usage de ces deux réductions. Ce sont elles que l’on peut retenir ici. Cette fois-ci, nos deux indices, la proportion globale d’immobiles et le rapport des chances relatives, délivrent le même message, qui est donc solide : la liaison entre positions sociales du père et du fils est plus forte encore que celle entre leurs capacités scripturales. Nous raisonnons certes à un niveau d’agrégation très grossier : la société est découpée en deux grandes positions sociales seulement, et le degré d’instruction en deux niveaux aussi, mesurés au surplus par un indicateur sommaire. Mais même si on décontracte un peu, par exemple en identifiant trois niveaux de compétence parentale (les deux parents savent signer, un seul le sait, aucun ne le sait), et trois origines sociales au lieu de deux (père paysan, non manuel, ou manuel) la constatation demeure.

90Ainsi, à ce niveau d’agrégation (qui est très grand), la conclusion est claire : au cours de l’Empire, la transmission d’une génération à la suivante de la position sociale est encore plus forte que celle de la compétence scripturale [30].

91Nous allons maintenant reprendre notre étude de la mobilité sociale, telle qu’elle figure dans le tableau 1. C’est en effet cette table de mobilité 5 x 5 dont nous regarderons l’évolution au cours du temps, mais auparavant, elle appelle un certain nombre de remarques nécessaires pour la comprendre en profondeur et en enrichir l’interprétation.

iv. Mobilité sociale et mobilité en cours de carrière

92Dans ces tables, les deux positions, celle du père et celle du fils, sont observées au même moment, le mariage du fils, de sorte qu’elles sont observées à deux moments très différents de leur carrière respective. Cela pèse sur la signification qu’il convient d’accorder aux « mobiles » ou aux « immobiles ». En effet, si, en vieillissant, le fils (dans 20 ou 25 ans, quand il aura à peu près l’âge qu’a son père aujourd’hui au moment de son propre mariage), est dans une autre position, parce qu’il aura changé de métier, de lieu d’habitation, changements volontaires ou non, alors il peut cesser d’être immobile par rapport à son père, ou il peut devenir une autre espèce de mobile. En somme, la mobilité professionnelle (c’est-à-dire les changements en cours de vie active) perturbe la mesure que nous faisons ici de la mobilité sociale (d’une génération à la suivante) parce que le père et le fils ne sont pas repérés au même moment de leur vie, au même âge. Bien entendu, s’il n’y a pas, ou s’il y a peu de mobilité professionnelle, la perturbation sera nulle ou très faible. Et il est possible qu’il en soit en effet ainsi dans une société assez stable où le développement économique est encore peu marqué.

93Assez souvent, c’est en termes de mobilité professionnelle, celle qui concerne une même personne au cours de sa vie, et non en termes de mobilité sociale, entre deux générations successives, que Jean Tulard raisonne. Ainsi, par exemple, quand il écrit « avec l’avènement de l’Empire, les promotions de simples soldats au rang des officiers devient difficile », c’est bien de cela qu’il s’agit. Or mobilité professionnelle et mobilité sociale, si elles ont des liens, ne sont pas équivalentes : ici, les promotions en cours de carrière pourraient être plus difficiles, sans que l’accès direct à la position d’officier le soit. De même, lorsqu’il souligne « dans certaines régions, les paysans continuent d’accéder à la petite propriété ; mais ils n’ont guère de possibilité, en dehors du service militaire, d’échapper à leur condition », c’est encore une évolution en cours de vie active qu’il évoque. Or ils pourraient, au contraire « échapper à leur condition » lors de la génération suivante, c’est-à-dire à travers leurs descendants : après tout, qu’un fils de paysan sur cinq n’appartienne pas lui-même au milieu agricole lors de son mariage (tableau 1A) indique peut-être que nombre d’entre eux ont quitté ou vont quitter au cours de leur propre vie la condition paysanne. Il y a donc place pour, à la fois, des ralentissements ou des difficultés lors de changements ou de promotions en cours de vie active et maintien d’une certaine mobilité d’une génération à la suivante [31].

94Pouvons-nous fournir quelques indices permettant d’apprécier l’ampleur possible de la mobilité professionnelle sous l’Empire ? C’est ici qu’il faut examiner deux éléments, ignorés jusqu’à maintenant. D’abord, comparons les structures sociales du père et du fils au même moment, ici lors des mariages conclus entre 1803 et 1814 – ce qu’on appelle les « marges » de la table (tableau 1A et B). Elles ne sont pas identiques, même si elles diffèrent peu : les pères sont plus souvent paysans et non manuels, ou, façon symétrique de s’exprimer, les fils sont plus souvent manuels. Quelle est la source de cette différence ? Est-ce un effet de carrière – auquel cas les fils seront comme leur père dans vingt ou vingt-cinq ans, ce qui signifie que certains changeront de métier pour devenir laboureur, ou fermier, ou même propriétaire agricole, d’une part, tandis que d’autres deviendront par exemple employés ? Ou bien est-ce un effet de génération, dû au fait que les pères et les fils étant de générations différentes, se sont insérés dans une société à (environ) 20-25 ans d’intervalle, société qui a donc changé, auquel cas il est peut-être normal que, comme un reflet de ce changement, la structure sociale des pères aux fils évolue vers moins de métiers non manuels et métiers agricoles ? On peut hésiter entre ces deux explications, y compris parce que les deux mouvements, les changements de position en cours de vie active des personnes, d’une part, l’évolution de la structure sociale sous l’effet du développement, d’autre part, doivent à cette époque être assez modestes. Pour essayer de trancher, on pourrait regarder ce que seront ces fils lorsqu’ils auront l’âge qu’a leur père à leur propre mariage. C’est possible, indirectement : regardons en effet les pères lors des mariages conclus vingt ou vingt-cinq ans après 1803-1809, donc de 1825 à 1834. Il y a certes de nombreuses raisons pour que les pères de ces années ne soient pas exactement les fils qui se sont mariés entre 1803 et 1809 : des fils peuvent être morts durant ces 20-25 ans, et le taux de mortalité diffère sûrement selon la position sociale – ce que l’on nomme la « mortalité différentielle ». D’autre part, ces fils ont eu eux-mêmes diversement des fils (« fécondité différentielle ») et ces fils, s’ils ont survécu (« mortalité différentielle » à nouveau, mais chez les fils cette fois), se sont plus ou moins mariés (« nuptialité différentielle »). Bref, les pères des mariés de 1825-1834 ne sont pas exactement, en plus vieux, les fils qui se sont mariés entre 1803 et 1809. À observer cependant leur structure sociale et à la comparer à celle des mariés 20-25 ans auparavant (tableau A3.1 dans l’annexe 3), on retrouve la même double caractéristique que précédemment : ces pères de 1825-1834, qui sont plus ou moins censés être, en plus vieux, les mariés de 1803-1809, sont plus souvent paysans et non manuels qu’eux : ce qu’on peut expliquer par la mobilité professionnelle, un certain nombre de ces mariés de 1803-1809 ayant connu des changements de position en cours de vie active, les conduisant à devenir propriétaires exploitants ou non manuels. Cette comparaison, toute imprécise qu’elle soit, pousse donc à conclure qu’il faut sans doute voir dans la différence de structure entre les pères et les fils de la table de mobilité, du moins dans ces décennies du début du XIX^e siècle, surtout un effet de la mobilité professionnelle – résultant, fondamentalement, du fait qu’au mariage du fils, le père et le fils n’ont pas le même âge, c’est-à-dire n’en sont pas au même point de leur carrière respective.

95Mais alors, cela pose un problème grave d’appréciation de la mobilité sociale elle-même. On avait conclu, par exemple, ci-dessus que les non manuels occupaient une sorte de « place pivot » du fait que les fils mobiles de non manuel occupaient plus ou moins à égalité les trois fonctions, manuel qualifié, manuel non qualifié, paysan. Si les deux premières positions sont (partiellement) provisoires, devant, du fait des changements en cours de vie active, laisser la place à un métier non manuel (au même âge que son père), alors la mobilité sociale réelle risque d’être surestimée par cette table de mariage. En théorie, oui. En pratique, l’impact, sinon sur l’ampleur de la mobilité sociale du moins sur les indicateurs qui nous ont permis de la décrire jusque-là, n’est peut-être pas trop marqué. Peut-être pourrait-on s’en faire une idée en se demandant ce que serait la table de mobilité entre 1803 et 1814 entre des pères et des fils observés à un âge voisin ? Pour approcher cette idée, on peut « construire » une table de mobilité durant cette période qui serait très probablement celle qu’on aurait observée si les pères et les fils présentaient (par hypothèse, ceci découlant du fait de les observer au même âge environ) exactement la même structure sociale [32]. Je reporte en annexe 3 la démarche qui permet de bâtir cette construction (démarche usitée pour la première fois à cette occasion, mais à laquelle je recourrai plusieurs fois dans cette étude) pour n’en retenir que le résultat : cette table de mobilité construite dont les deux marges sont égales (et égales à la marge des pères de la table observée) aboutit à une proportion de mobiles de 25,1 %. C’est, comme attendu, plus faible que le taux observé de 30 % : on surestime donc la mobilité sociale « réelle » en la regardant à travers un tableau de mariage, mais la surestimation est faible, de sorte que le biais apporté par cette « grille d’observation » particulière paraît modéré.

v. Mobilité structurelle et circulation

96Les sociologues, pour aller plus loin que le genre de description présenté dans les pages précédentes, se sont efforcés de forger des outils d’analyse. Et depuis très longtemps (et encore aujourd’hui, mais peut-être un peu moins), ils ont avancé, pour ce faire, le concept de « mobilité structurelle ».

97De quoi s’agit-il ? Reprenons cette idée que deux générations, à vingt ou vingt-cinq ans d’intervalle, ne connaissent pas exactement la même situation. Sous l’effet du développement économique, fût-il faible, la structure sociale a évolué : des emplois, des positions ont disparu, d’autres se sont créés. Schumpeter qualifiait précisément le développement de « destruction créatrice ». C’est évidemment très accentué lors des crises ou des grandes mutations, mais, sauf dans le cas d’une société rigoureusement stable, cela se produit en permanence. Le concept de « mobilité structurelle » vient alors de cette idée que cette évolution de la structure sociale « s’impose » aux personnes : leur position sociale n’est pas, ou n’est pas que, le résultat d’un libre choix, mais au contraire dépend de cette contrainte, s’inscrit nécessairement dedans. Un cas typique de cette situation est l’exode agricole : lorsque la société cesse d’être agricole (ou rurale) les fils « doivent » quitter la terre ; ils ne peuvent, autant que leur père, exercer une profession agricole : ce n’est plus assez rentable, le mode de vie agricole n’est plus acceptable, etc. Dans ce cas, la contrainte de la structure sociale exerce un effet de « repoussoir », elle oblige (ou elle conduit, dans une version plus douce de la contrainte) à ne pas être ceci ou cela. Dans d’autres cas, lorsque la société offre des occasions nouvelles (mutations technologiques, vitesse du développement, tertiarisation ou urbanisation de l’économie, de la société, etc.), la « contrainte » consiste au contraire en un effet d’appel d’air : elle pousse (ou elle incite) à être ceci ou cela. Cette contrainte exercée sur les destinées individuelles par l’évolution « macroéconomique » ou « macrosociale » est précisément responsable de ce qu’on appelle la « mobilité structurelle », c’est-à-dire le minimum de mobilité des pères aux fils qu’impose nécessairement l’évolution de la société en une génération. Bien entendu, toute la mobilité n’est pas structurelle : la différence entre la mobilité observée et la mobilité structurelle est appelée, dans ce cadre de réflexion, « circulation ». Et les sociologues tendent à considérer comme véritable indice de la « souplesse » d’une société la seule circulation : car ils sont tentés de juger que la mobilité structurelle est, en quelque sorte, de la mobilité « forcée », qui dit bien plus sur la vitesse du développement économique et social que sur la souplesse de la société, ou l’évolution des distances entre positions sociales. En effet, c’est plutôt la circulation qui, dans cette perspective de distances, compte : plus elle sera grande, donc plus la mobilité observée sera supérieure à ce « minimum » qu’est la mobilité structurelle née du développement, plus on pourra en effet considérer que les classes sociales sont proches, puisque plus importants seront les flux qui les relient les unes aux autres « sans y être contraints ».

98Tout ce raisonnement est incontestablement intéressant, en plus d’être exact. Là où le bât blesse, c’est quand on s’efforce de l’appliquer pour atteindre des estimations concrètes des deux sortes de mobilité, de façon à faire le départ entre elles. Car on considère d’ordinaire que les deux « marges » de la table de mobilité représentent assez précisément la structure sociale à chacune des deux périodes, celle des pères et celle des fils, pour juger que ce sont elles, et plus précisément leur différence, qu’on peut prendre comme mesure de la contrainte exercée et en déduire les estimations cherchées. Or cela est déjà approximatif dans le cas « usuel » où le père et le fils sont observés à peu près au même moment de leur carrière respective, donc en effet à 20-25 ans d’intervalle. Mais c’est sûrement faux lorsque, comme ici, ils le sont au même moment et à deux âges différents, et qu’on interprète (cf. ci-dessus) les écarts entre les deux structures plutôt comme un effet de cette différence d’âge. Je ne crois donc pas qu’il soit possible ici, à partir des tableaux de mariage, d’estimer comme d’habitude, les concepts de mobilité structurelle et de circulation – et cela bien que le raisonnement théorique qui les fonde soit pertinent [33].

vi. La référence à l’idéal d’égalité des chances

99Il est en revanche plus fécond, car cette fois-ci le matériau empirique va permettre de l’estimer, de faire intervenir l’idée, ou le modèle, d’« égalité des chances ». La France et les sociétés démocratiques en général sont aujourd’hui focalisées sur l’idée d’égalité des chances – et cela dans tous les domaines. Idéal ou utopie, qui, certes, est souvent démenti par l’expérience, mais qui constitue l’horizon des revendications, des souhaitables, qui est l’aune principale à laquelle les démocraties, justement en raison de leur nature, sont évaluées. Même si cet idéal n’était pas aussi présent dans les esprits durant l’Empire qu’aujourd’hui, il est intéressant de l’appliquer au cas de la mobilité sociale de cette période.

100Que veut dire, dans ce domaine, « égalité des chances » ? Cela signifie qu’il n’y aucun avantage ou handicap à être né dans tel ou tel milieu, donc que la position sociale ne dépend pas de l’origine. D’une génération à la suivante, « les cartes sont rebattues », ou, si l’on veut, la société est si « fluide » qu’elle est « sans mémoire ». Fiction bien entendu, ou utopie, que certains philosophes, dont le plus célèbre est Platon, ont célébrée en recommandant, ce dernier sur le mode d’éducation de la ville de Sparte, d’ôter aux parents l’éducation de leurs enfants, pour la confier à l’État et, par-là, atteindre à cet évanouissement du rôle du milieu d’origine.

101Si la position sociale est indépendante du milieu d’origine, c’est que, quelle que soit leur origine, les fils ont en moyenne la même destinée : toutes les « lignes » du tableau 1A des destinées sociales seraient les mêmes, égales par conséquent à la structure sociale moyenne des fils, c’est-à-dire à la « marge du bas » du tableau de mariage. De même le recrutement d’une position sociale serait non pas ce qu’on observe sur le tableau 1B, mais identique à celui de chacune des autres, et donc égal à la structure sociale des pères, c’est-à-dire à la marge de droite du tableau de mariage (tableau 1B). Pour apprécier à quel point la réalité diffère de ce modèle théorique, il suffit donc de comparer les destinées effectives (lignes du tableau 1A) avec la marge du bas, et les recrutements effectifs (colonnes du tableau 1B) avec la marge de droite du tableau.

102Dans cette comparaison éclate à nouveau l’ampleur de l’immobilité. Par exemple, ce ne serait pas trois quarts des fils de paysan qui seraient paysans, mais moins de la moitié (44 %) et ils seraient deux fois plus souvent manuels qualifiés que ce qu’on voit (22 % contre 10,3 %) ; ce ne serait pas la moitié des fils de non manuel qui seraient eux-mêmes non manuels, mais moins de dix pour cent (8,6 %). Ou encore, l’autorecrutement des non manuels (79,6 %) serait extrêmement modeste (13 %) ; en fait, le recrutement des non manuels serait très dispersé : la moitié seraient fils de paysan, et il y aurait autant de fils de manuel qualifié ou de manuel non qualifié que de fils de non manuel (à chaque fois un sur sept).

103On ne doit pas être surpris que la mobilité sociale effective soit si éloignée de cette fiction d’indépendance entre origine et position sociales : par définition, la transmission, qui est en un sens au cœur d’une société, au cœur de l’éducation familiale notamment, contrecarre une telle indépendance. Ce qui est important, si l’on croit à la pertinence de ce raisonnement, c’est de mesurer la « distance » qui sépare la réalité de cet « idéal » d’égalité des chances, et ensuite, de voir si cette distance s’accroît ou se réduit au cours du temps.

104Les statisticiens ont inventé de multiples façons de mesurer l’écart entre deux tables de mobilité, ici celle qui est observée et celle qui le serait si l’égalité des chances était satisfaite. La plus naturelle est celle-ci : quelle proportion de population faudrait-il « déplacer » pour que l’on passe de la table de mobilité observée à celle qui le serait si l’idéal s’appliquait, c’est-à-dire si la position était indépendante de l’origine ? Bien entendu plus cette proportion est élevée, plus la réalité est éloignée de l’idéal, c‘est-à-dire, plus, dans la société étudiée, la transmission du statut d’une génération à la suivante est prononcée, est inégalitaire. Dans le cas de la table de mobilité (du tableau de mariage) observée sous le Premier Empire (de 1803 à 1814) cette proportion est de 40,7 %. C’est considérable, mais une valeur élevée n’étonne nullement. En réalité elle ne prendra tout son sens que par comparaison, avant et après l’Empire.

vii. Les rapports des chances relatives

105L’analyse moderne des tables de mobilité sociale se fonde le plus souvent sur ce qu’on appelle les « rapports des chances relatives ». Ce sont des indices particuliers, internes à la table et qui possèdent beaucoup d’avantages, comme on va le voir. Ce sont eux, en particulier, qui permettent, mieux que la « circulation » précédente, d’approcher l’idée de « fluidité » d’une société. Nous les avons rencontrés plus haut, sans les justifier, lors de l’étude de l’homogamie et de la mobilité scripturales. Il convient maintenant de les expliquer.

106Prenons les fils d’une origine donnée, par exemple les fils de paysan. Selon la table de mobilité de l’Empire (tableau 1A), ils ont plus de chances d’être manuels non qualifiés que manuels qualifiés : 1,6 chances de plus, ceci étant le rapport des proportions de ceux qui deviennent manuels non qualifiés et manuels qualifiés (10,3 / 6,6). Ce rapport de 1,6 mesure bien la « chance relative », pour les fils de paysan de devenir manuel non qualifié plutôt que manuel qualifié. Bien entendu, si l’on prenait une autre origine sociale, cette chance relative serait toute différente. Par exemple, les fils de manuel non qualifié ont, eux, 4,6 chances de plus (73,7 / 15,9) d’être manuel non qualifié plutôt que manuel qualifié. Le « rapport des chances relatives », pour ces deux origines (paysan et manuel non qualifié) et ces deux destinations (manuel non qualifié et manuel qualifié) est, par définition, le rapport de ces deux chances relatives, soit 1,6 / 4,6 = 0,3. Que dans ce cas cette valeur soit inférieure à un se comprend bien : la destinée des fils de paysan est en effet plus équilibrée entre manuels non qualifiés et qualifiés que celle des fils de manuel non qualifié.

107Il y a pour une table de mobilité distinguant n positions sociales (n-1) x (n-1) rapports des chances relatives indépendants. Une première propriété intéressante est que si la mobilité respecte l’idéal d’égalité des chances, alors tous ces rapports des chances relatives sont égaux à 1, et réciproquement. Plus ils s’éloignent de 1 plus la mobilité observée s’éloigne de cet idéal, et l’on a ainsi une autre mesure de l’écart entre la mobilité observée et cet idéal. Mais cette mesure est malcommode puisqu’on a beaucoup de rapports, par exemple dans notre cas : 16. Aussi n’est-ce pas cette propriété qui importe le plus. Ce qui est capital, et c’est la raison pour laquelle ces rapports sont aujourd’hui privilégiés dans l’analyse d’une table de mobilité, c’est qu’ils expriment l’association entre origine et position sociales indépendamment des marges de la table. Autrement dit, ils permettent en un certain sens de s’abstraire du fait qu’on a repéré l’origine et la position sociales à deux âges différents du père et du fils. Ces rapports caractérisent, en soi ou de façon intrinsèque, si l’on veut, la force des diverses associations entre les classes sociales, et c’est pourquoi ils expriment bien l’ampleur de la fluidité effective de la société [34].

108D’où l’immense intérêt de les calculer et d’analyser leur valeur [35]. Mais avoir distingué 5 positions et origines sociales conduit à 16 rapports à présenter, ce qui est évidemment trop. On peut alors en choisir quelques-uns, intéressants dans la perspective de la seconde partie de cette étude, c’est-à-dire certains des rapports des chances relatives qui font intervenir les non manuels. Lorsqu’on fait cela, on en conclut, résultat intéressant, que dans la société impériale la position de non manuel est plus proche de celle de paysan que de celle de manuel (qualifié ou non) [36].

109Mais il est plus clair, peut-être, de raisonner sur une table de mobilité, non plus à 5 positions, mais à 2, car alors il n’y a qu’un rapport de chances relatives. On perd en pertinence, puisque ne distinguer que deux positions sociales c’est évidemment très grossier. Mais on y gagne de n’avoir plus qu’un rapport des chances relatives, qui donc, à lui seul, synthétise l’association, indépendamment des marges, je le répète, entre ces deux positions.

110On peut d’abord regrouper les positions sociales pour opposer les paysans aux autres (y compris les ouvriers agricoles). Il est alors possible, sur cette table de mobilité sociale 2 x 2, de calculer tous les indicateurs qui ont été présentés depuis le début. Avec cette « lunette », le taux de mobilité totale s’élève à 16,1 %, deux fois moins important que le taux calculé à partir de 5 positions. L’autorecrutement des non manuels ne se voit pas avec cette lunette, puisqu’ils sont mélangés à l’ensemble des « non paysans ». En revanche, l’autorecrutement des paysans est toujours de neuf sur dix (90,1 %). La destinée des fils de paysan est très différente de celle des fils venant des autres milieux : les premiers sont, dans trois quarts des cas (77,1 %), eux-mêmes paysans, tandis que les seconds ne le sont que dans moins de dix pour cent des cas (9,0 %). C’est ce que confirment les deux derniers indices. La distance de cette table qui oppose les paysans aux autres à l’idéal d’égalité des chances est très grande : il faudrait déplacer 34,1 % de la population pour le satisfaire. Et le rapport des chances relatives se monte à 34,3 : les fils de paysans ont, par rapport aux autres, 34 fois plus de chances d’être paysans eux-mêmes que de ne pas l’être. Plus que de « fluidité », il serait plus approprié de parler de « viscosité ».

111On peut ensuite opposer les non manuels au reste de la société, ce reste regroupant les positions de paysan, d’ouvrier agricole et de manuel (qualifié ou non), Sur cette table de mobilité 2x2, le taux de mobilité totale est très faible : 7,9 %, deux fois inférieur au précédent. L’autorecrutement des non manuels est toujours le même bien entendu (4 sur 5 : 79,6 %) et la destinée des fils de non manuel est presque équilibrée, moitié/moitié, entre non manuels et autres (52,5 %/47,5 %). La différence de perspective entre les deux points de vue apparaît ainsi à nouveau nettement : à un autorecrutement très marqué s’articule une destinée assez diverse. L’écart avec l’idéal d’égalité des chances est important (il faudrait « déplacer » à peu près 11,4 % de la population pour qu’il soit satisfait – ce qui est justement à peu près l’importance, dans la société, des non manuels). Le relatif équilibre des destinées des fils de non manuel ne doit d’ailleurs pas aveugler : elles sont très particulières, comparées à celles des fils issus des autres milieux. C’est in fine ce que montre la valeur du rapport des chances relatives : la « fluidité » entre ces deux grandes catégories, non manuel versus autres, est en réalité faible puisque les fils de non manuel ont, par rapport à ceux des autres, 54 fois plus de chances d’être non manuels eux-mêmes que de ne pas l’être. La « viscosité » entre manuel et autres est ainsi du même ordre (un peu plus forte) que celle qui se voit entre paysan et autres.

i. La hausse de la mobilité sociale dans le Pas-de-Calais et à Vendôme

117L’évolution de la mobilité sociale au cours du temps va être approchée par huit indices. Voici leur dénomination, la façon de les mesurer, et, pour rappel, la valeur qu’ils prennent sous l’Empire.

118L’ampleur de la mobilité : proportion de mobiles. Elle vaut 30 % sous l’Empire (cela, dans la table de mobilité 5 x 5 ; ce sont les tables de cette dimension dont nous allons étudier l’évolution).

119L’autodestinée des fils de paysan : proportion d’entre eux qui sont paysans. Elle vaut à peu près trois quarts (77,1 %) sous l’Empire.

120L’autorecrutement des non manuels : proportion d’entre eux qui sont fils de non manuel. Elle s’établit à quatre sur cinq (79,6 %) sous l’Empire.

121La distance à l’idéal d’égalité des chances : proportion de population qu’il faudrait « déplacer » pour atteindre cet idéal. Elle est égale à un peu moins de la moitié (40,7 %) sous l’Empire.

122Le paramètre de « viscosité » : indice issu de l’estimation du « modèle de Xie ». Le « modèle de Xie » consiste à supposer que la table de mobilité évolue au cours du temps de telle façon que les rapports des chances relatives peuvent varier, mais de façon parallèle entre eux, selon un certain rythme temporel. La variation de l’indice d’une table à l’autre mesure justement cette évolution. Comme il n’est connu qu’à une constante près, il a été normé à 1 pour la table de mobilité de 1803-1809, et plus il est faible plus la fluidité est grande. D’où le nom de paramètre de « viscosité » que je lui donne. Il vaut 1,05 sous l’Empire [39].

123Le rapport des chances relatives entre paysan et autres : cet indice est calculé sur la table de mobilité 2 x 2, paysan versus autres. Il mesure la chance relative d’être paysan plutôt que de ne pas l’être, chez les fils de paysan par rapport à ce qu’elle est chez les fils des autres milieux. Il vaut 364 sous l’Empire, c’est-à-dire que cette chance relative est 34 fois plus élevée parmi les premiers que parmi les seconds.

124Le rapport des chances relatives entre non manuel et autres : comme le précédent, cet indice est calculé sur la table de mobilité 2 x 2, mais cette fois-ci celle qui oppose les non manuels aux autres. Il mesure la chance relative d’être non manuel plutôt que de ne pas l’être, chez les fils de non manuel par rapport à ce qu’elle est chez les fils des autres milieux. Il s’élève à 54 sous l’Empire.

125La distance de la table de mobilité d’une période donnée par rapport à celle du Premier Empire : c’est la proportion de population qu’il faudrait déplacer pour que la table d’une période donnée soit celle du Premier Empire. Par définition, cet indice vaut 0 pour l’Empire.

126Chacun de ces huit indices a des qualités et des défauts, et exprime « quelque chose » de la table de mobilité, quelque chose qui diffère d’un indice à l’autre. Pris ensemble, ils donnent de la table une bonne vue synthétique, et leur évolution permet d’apprécier l’évolution de la mobilité. Certains indices sont partiels, mais importants (autodestinée des fils de paysan dans une société largement rurale, autorecrutement des non manuels dans la perspective de la seconde partie de cette étude) ; d’autres sont globaux (ampleur de la mobilité, distance au modèle d’égalité des chances, paramètre de viscosité), sans qu’ils mesurent exactement la même chose. Certains sont sensibles aux marges des tables de mobilité (donc aussi à l’évolution de celles-ci au cours du temps) : les trois premiers et le dernier – ce qui sans doute affaiblit un peu leur pertinence. En revanche, les quatrième à septième n’y sont pas sensibles.

127Dans le Pas-de-Calais comme à Vendôme, la mobilité sociale a été plus élevée lors de la période couvrant (à peu près) la Révolution et l’Empire que durant le demi-siècle qui l’a précédée : dans le Pas-de-Calais, six ou sept (selon le point de départ : 1745-59 ou 1760-89) des huit indices vont dans ce sens, et à Vendôme sept quel que soit le point de départ, mais leur imprécision est ici plus grande (tableau 2). Prenons par exemple, la proportion de mobiles. Selon le territoire, elle est passée d’une valeur de 32 ou 35 % (1745-59), ou de 37 % (1760-89) à 38 % lors de la période « Révolution-Empire ». Le paramètre de viscosité, lui, a diminué de 20-25 % par rapport à 1745-59 et de 15 % par rapport à 1760-89. Dans le même sens, la distance à l’égalité des chances s’est réduite, surtout dans le Pas-de-Calais (de l’ordre de 7 points depuis le milieu du XVIII^e siècle). L’évolution des rapports des chances relatives va dans le même sens (avec une petite exception dans le Pas-de-Calais). D’ailleurs, la distance de la table de mobilité de l’Ancien Régime à celle de la période « Révolution-Empire » est en effet notable (environ 15 % dans le Pas-de-Calais et 14 % ou 19 % à Vendôme).

128Il n’y a donc pas d’ambiguïté sur la conclusion globale. Trois aspects complémentaires peuvent être évoqués.

129D’abord, bien entendu, il faut s’interroger sur la représentativité de cette augmentation. Il n’y a aucune raison de l’extrapoler à l’ensemble du territoire, et c’est pourquoi dans le paragraphe ci-dessous on examinera ce qui peut être avancé à l’échelle de la France. Notons cependant un point intéressant : l’augmentation de la mobilité a lieu dans ces deux territoires. Certes ils sont, avant le décollage économique, moins différents socialement que ce qu’on pourrait croire (et qu’ils seront ensuite), même si le Pas-de-Calais est plus manuel et moins agricole que Vendôme [40]. Mais ils sont éloignés, sans doute n’entretenant à cette époque guère de relation suivie, et donc plus ou moins « indépendants ». Que l’augmentation se voie dans deux contextes indépendants et différents revêt alors une signification certaine [41].

130En second lieu, les contraintes des données font comparer la seconde partie du XVIII^e siècle à une période hétérogène au regard de nos hypothèses : toute la période « Révolution-Empire » pour le Pas-de-Calais et presque toute pour Vendôme. Entre ces deux périodes, la hausse de la mobilité est bien réelle, mais il n’est pas sûr du tout qu’on en observerait aussi une si l’on comparait la seconde partie du XVIII^e siècle à la seule période impériale. Plaçons-nous maintenant dans le cadre de la thèse de Jean Tulard (le raisonnement est analogue dans le cadre de la thèse de Sorokin), où la Révolution a provoqué une forte hausse, tandis que l’Empire a connu un ralentissement, voire un arrête de la mobilité. Que la hausse soit nette (dans le Pas-de-Calais et à Vendôme) du XVIII^e siècle à la période mixte « Révolution-Empire » signifie alors que dans ces deux territoires le ralentissement impérial n’a pas compensé la forte hausse révolutionnaire.

131Troisième observation, il est intéressant d’affiner quelque peu l’analyse en ayant en tête l’hypothèse issue de la réflexion de Tocqueville. Il semble en effet que dans le Pas-de-Calais une bonne partie de la hausse de la mobilité ait été acquise à la fin de l’Ancien Régime : des années 1745-59 aux années 1760-89 la hausse est non seulement déjà visible, mais elle est pour certains indices plus prononcée qu’entre 1760-89 et 1790-1814. Cela se voit par exemple très bien sur le taux global de mobilité, qui passe de 32 % à 37 %, puis « seulement » de 37 % à 38 %. Également sur la distance à l’égalité des chances. De même sur l’autorecrutement des non manuels. L’indice de viscosité, lui, diminue de façon régulière, sans accélération. Mais ce n’est plus vrai pour les autres indices. À Vendôme cette hausse importante avant la Révolution ne paraît guère se dégager, l’évolution de la plupart des indices étant faible ou même dans l’autre sens. Ainsi, il semble qu’au moins sur certaines parties du territoire une grande partie de la hausse de la mobilité ait eu lieu avant la Révolution, ce qui irait dans le sens de la thèse de Tocqueville – mais l’observation porte sur toute la période Révolution-Empire et non sur la seule période révolutionnaire, ce qui affaiblit la portée de cette conclusion : si l’on pouvait en effet comparer avec la seule période révolutionnaire, même dans le cas du Pas-de-Calais la hausse par rapport à la fin du XVIII^e siècle pourrait être très forte (et qu’on ne verrait pas ici).

ii. La construction de tables de mobilité sociale françaises pour la seconde partie du XVIII^e siècle

132La table de mobilité sociale du Pas-de-Calais pour, par exemple, la période 1760-1789 est connue, et ses flux dépendent, comme nous l’avons déjà dit, de deux choses indépendantes : d’abord des deux structures sociales des pères et des fils, qui, toutes deux, sont propres à ce département particulier ; puis de la structure des associations entre les cinq positions sociales telle qu’elle est estimée par les 16 rapports des chances relatives dans ce département sur cette période. Ces deux éléments sont, et c’est le point important, indépendants en ce sens que la structure des associations ainsi appréciée serait la même si les structures sociales du département étaient différentes. C’est une structure d’associations « intrinsèque » en quelque sorte (bien entendu propre au département).

133La « construction » d’une table nationale au cours de cette période 1760-1789 va reposer sur ces deux facteurs. D’une part, sur les structures sociales paternelle et filiale nationales (qu’il va falloir estimer) ; d’autre part, sur l’hypothèse que cette structure intrinsèque d’associations est identique sur tout le territoire. Je reporte dans l’annexe 3 une présentation détaillée de la méthode pour n’en retenir ici que l’esprit.

134L’estimation des structures sociales paternelle et filiale de la France en 1760-1789 (qui seront les deux marges de la table qu’on cherche à construire) est assez difficile, de sorte que seront retenues deux variantes possibles : soit retenir des marges dérivées de celles du Pas-de-Calais et de Vendôme en 1760-1789, soit retenir purement et simplement les structures paternelle et filiale nationales de 1803-1814. Il est assez plausible que les marges de 1760-1789 soient en effet proches de celles de l’Empire, s’agissant d’une société qui, vue à travers le prisme très grossier de notre nomenclature, est sans doute assez stable économiquement.

135Ensuite, comment se fait la construction d’une table nationale respectant des marges données ? De la façon suivante. Puisqu’on suppose la structure des associations mesurée dans le Pas-de-Calais à cette période identique sur tout le territoire, on « cale », suivant une procédure spécifique, cette structure sur les deux marges paternelle et filiale nationales cibles. Comme nous avons retenu deux variantes de marges, cela aboutit à deux tables possibles.

136Mais on peut tout aussi bien, pour cette construction, partir des associations repérées, toujours en 1760-1789, à Vendôme. Certes, elles sont censées être les mêmes que dans le Pas-de-Calais, puisqu’on les suppose constantes sur tout le territoire, mais les aléas, importants du fait de la faiblesse du nombre de mariages, suffirait à expliquer que l’identité ne soit pas vérifiée empiriquement. Donc, le calage des associations vendômoises sur les mêmes marges nationales que précédemment conduit à deux autres tables nationales.

137Au total, ces quatre tables constituent quatre constructions possibles, et le fait qu’il y en ait quatre illustre l’incertitude de la construction ; et c’est la raison pour laquelle les huit indices que nous avons définis ont été calculés pour chaque table.

138Mais on peut faire un pas de plus pour aboutir, à partir de ces tables, à une « table préférée ». Pour disposer au mieux de toute l’information, en effet, la « meilleure » construction va être une combinaison linéaire des tables issues du Pas-de-Calais et de celles issues de Vendôme (dans cette combinaison le Pas-de-Calais aura un poids deux fois plus important parce qu’il fournit des observations plus précises). Comme cette combinaison peut être faite avec chacune des deux variantes des marges, on aboutit à deux « tables préférées ». Mais, à l’examen, celle qui a les mêmes marges que l’Empire paraît plus plausible, de sorte qu’on arrive à « une table construite préférée » et une « seconde préférence ». Les deux seront présentées pour, là encore, tenir compte de l’incertitude de la construction.

139Toute cette procédure peut naturellement être appliquée sur une période antérieure à 1760-1789, c’est-à-dire sur 1745-1759, pour obtenir une « table construite préférée » et une « seconde préférence » sur ces quinze ans. Mais, naturellement, elles seront (encore) plus fragiles puisqu’on s’est éloigné de l’Empire [42].

140Avant de se livrer à l’analyse des résultats il est indispensable de se pencher sur le degré de plausibilité des tables ainsi construites. Quel est-il ? La réponse repose, pour beaucoup, sur le point suivant : l’hypothèse de constance spatiale des rapports des chances relatives est-elle vérifiée ou non ? Très souvent, dans les études « classiques » de mobilité sociale, cette hypothèse est testée et il apparaît qu’elle n’est pas exactement vérifiée mais qu’elle l’est approximativement, à quelques pourcents près. Il est donc probable qu’il en est de même ici, de sorte que les constructions, au moins les deux préférées, devraient être proches de la « réalité », c’est-à-dire de la table effective pour la période si on l’avait observée. Mais cette appréciation, issue de l’expérience des travaux sur la mobilité, ne suffit évidemment pas. En fait, il existe un moyen indirect de voir si ces constructions sont proches de la réalité : c’est de conduire toute cette démarche de construction pour la période de l’Empire elle-même et de comparer la « table construite préférée » obtenue à l’issue de cette démarche avec la réalité, puisque justement, pour la période impériale, on connaît la table empirique. La confrontation de la « table construite préférée » avec les données réelles sera un bon test de la qualité de la construction pour l’Empire, et, par extension et indirectement, pour le XVIII^e siècle.

141À cette confrontation se livrent les deux dernières lignes du tableau 3. L’accord est très grand : sept des huit indicateurs calculés sur la table préférée construite sont très proches (à 5-8 % près) de ceux observés [43]. Par exemple, il suffirait de déplacer seulement 5,7 % de la population pour que la table préférée construite soit identique à la table observée. La proportion des fils de paysan qui sont paysans est identique dans les deux cas, et celle d’autorecrutement des non manuels ne s’écarte que de 5 points. Les deux paramètres de viscosité sont égaux à 7 % près. De même pour la proportion de mobiles : les deux valeurs ne diffèrent que de 2 points (soit de 8 %). On remarquera qu’aussi bien la mobilité totale, c’est-à-dire la proportion de mobiles, que la mobilité relative (elle est d’autant plus grande que le paramètre de viscosité est faible) sont légèrement plus grandes dans la construction que dans la réalité. Autrement dit, non seulement l’accord est très bon, mais en plus on sait dans quel sens va la différence entre construction et réalité : la construction ne retrace pas tout à fait assez l’ampleur de l’immobilité observée.

142Cet accord remarquable entre la table de mobilité construite préférée et la table effective est évidemment très précieux. Il fait penser que la construction à laquelle on a procédé pour le XVIII^e siècle a « produit » une table de mobilité proche de celle qu’on aurait observée – et cela même si l’incertitude sur les marges au XVIII^e siècle introduit un facteur supplémentaire d’imprécision par rapport à ce test conduit sur les tables du Premier Empire.

iii. Hausse modérée de la mobilité sociale entre la fin du XVIII^e siècle et l’Empire (la période révolutionnaire étant ignorée)

143À quelles conclusions ces constructions plausibles conduisent-elles ? Les divers éléments du tableau 3 (fourchette de valeurs issues des quatre tables construites et, surtout, valeurs pour les deux tables préférées) sont assez clairs : la majorité indiquent une mobilité plus forte au cours de l’Empire que durant la seconde partie du XVIII^e siècle. C’est vrai lorsqu’on regarde la mobilité totale : le taux, mesuré sur les deux constructions préférées, passe de 25-27 % (1745-1760) à 28-30 % (1760-1789) puis à 30 % (Empire, ou, peut-être vaut-il mieux méthodologiquement comparer avec la construction faite pour l’Empire, auquel cas le taux à avancer pour la comparaison serait de 32 %). C’est encore plus vrai pour la mobilité relative : le paramètre de viscosité baisse de 1,28 à 1,13 puis à 1,05 (ou, pour la même raison méthodologique, à 0,98). C’est encore visible pour la distance à l’égalité des chances et pour le rapport des chances relatives quand on oppose les paysans aux autres (mais guère quand on oppose les non manuels aux autres). C’est enfin notable sur la distance entre les tables du XVIII^e siècle (construites) et la table (observée ou construite) de l’Empire : il faudrait déplacer soit de l’ordre de 7 % de population, soit de l’ordre de 15 % pour passer des premières à la seconde. Non seulement c’est sensible (au moins pour la « seconde préférée », ce qui est normal puisqu’elle n’a pas, elle, les mêmes marges que la table de l’Empire), mais surtout c’est davantage que la distance entre l’observation et la construction de l’Empire – ce qui pousse donc à y voir une évolution réelle.

144Hausse donc, mais ce qui est frappant c’est sa modestie : on ne voit nullement une « cassure », une rupture. Au contraire : la hausse entre 1760-1789 et l’Empire paraît plutôt prolonger, en plus faible même, celle qui s’est produite entre 1745-1759 et 1760-1789. Le contraste est évidemment immense avec le bouleversement qu’a représenté la Révolution. « Jusqu’à quel point » s’était-on demandé dans l’introduction, des événements historiques ou sociaux affectent-ils les courants profonds de mobilité sociale dans la société, les destinées des familles ? Il semble qu’il faille répondre, sur la foi de cette analyse : pratiquement pas.

145Cela étant, cette analyse ne permet pas de distinguer entre les trois thèses. Car cette petite hausse entre l’Ancien Régime et l’Empire est compatible aussi bien avec une mobilité sociale durant la période révolutionnaire s’inscrivant dans cette tendance de façon régulière, qu’avec une Révolution produisant une cassure, une augmentation brusque de la mobilité, suivie, au cours de l’Empire, d’une baisse par rapport à cette cassure, le résultat combiné étant la régularité que montre le tableau 3 (où la période révolutionnaire n’apparaît pas, justement). En l’absence d’une table de mobilité nationale portant spécifiquement sur la période révolutionnaire, il est impossible de trancher.

i. Le cas des élites civiles : préfets, ministres, conseillers à la Cour des comptes, notaires parisiens, « personnes marquantes »

198Résumé : À travers les cinq exemples retenus – les préfets, les ministres, les conseillers à la Cour des comptes, les notaires parisiens, les « personnes marquantes » des départements –, le milieu d’origine des élites civiles est très élevé, plus fermé que celui de l’ensemble de la bourgeoisie stricto sensu, et a fortiori beaucoup plus fermé que celui des non manuels en général : très peu, voire pratiquement aucun membre de toutes ces élites civiles ne vient d’un milieu populaire. Parfois au moins quatre sur cinq (préfets, ministres, maîtres des comptes) viennent de la bourgeoisie ou de la noblesse, parfois un peu moins, de l’ordre des trois quarts (conseillers référendaires). Dans ce « haut », la part de la noblesse est assez modérée, soit égale à celle de la bourgeoisie, soit beaucoup moins importante, ce qui souligne un changement dans le type d’élite dans lequel la nouvelle élite se recrute. Et dans certains cas (Cour des comptes) il y a réellement ascension sociale créée par l’Empire.

199Au-delà du milieu d’origine, deux conclusions majeures se dessinent : d’une part la fusion entre « ancienne » et « nouvelle » France semble une réussite (préfets, maîtres des comptes) ; de façon générale, la professionnalisation de ces nouveaux corps soit est importante dès le départ (Cour des comptes) soit progresse et s’affirme avec le temps (Cour des comptes encore, préfets) : on assiste bien à la naissance et au développement de groupes professionnels compétents appelés à durer. Enfin, après l’Empire, au cours de la Restauration, le milieu d’origine de certaines de ces élites se ferme (préfets, Cour des comptes), notamment par un appel beaucoup plus élevé à l’ancienne noblesse.

ii. Le cas des élites militaires : maréchaux, généraux, (mais aussi colonels et commissaires des guerres)

249Résumé : Deux choses sont très frappantes, s’agissant de l’origine sociale des maréchaux et des généraux de l’Empire. D’abord le fait qu’ils sont assez peu d’origine noble : à peu près le quart seulement. Le contraste est complet avec l’Ancien Régime. Mais ce qui est également remarquable, c’est que cette élite militaire est aussi moins souvent issue de la noblesse que l’élite civile de l’Empire. Ensuite, et contrairement à la légende, très peu sont réellement d’origine populaire – mais un sur dix tout de même, ce qui, là encore, est beaucoup plus fréquent, ou moins rare, que pour les élites civiles. En réalité la majorité d’entre eux sont issus du « haut » de la société, si l’on entend par ce « haut » soit la noblesse, soit la bourgeoisie retreinte (et ici l’origine bourgeoise est plus fréquente que l’origine noble) ; de l’ordre de deux sur trois, ce qui, à nouveau, est moins prononcé que chez les élies civiles (où c’est 4 sur 5). Sans doute faut-il voir dans cette différence un effet de critères et compétences spécifiques aux carrières militaires, peut-être moins socialement marqués.

iii. Le cas de la noblesse d’Empire

281Résumé : La noblesse d’Empire, création de Napoléon, a concerné environ 3 200 personnes. Il est remarquable que ces officiers, ces fonctionnaires et ces notables, qui, pour l’essentiel, ont constitué ces nouveaux nobles, présentent des origines sociales assez diverses, plus diverses que les autres élites. 22 % étaient nobles sous l’Ancien Régime ; entre 15 et 18 % sont issus de milieux populaires – ce qui tranche avec les autres parties de l’élite ; les autres reste, c’est-à-dire la majorité, de l’ordre de deux sur trois, viennent de la bourgeoisie (au sens très large). Une autre façon de regarder l’origine plus ou moins haute des nobles d’Empire consiste à regrouper ceux qui étaient d’anciens nobles et ceux issus d’une origine bourgeoise (restreinte, cette fois-ci) : ce sont à peu près les trois quarts. À travers l’origine de ses membres, la noblesse d’Empire apparaît donc comme assez mixte, reflet de la volonté de fusionner les élites, de reconnaître des réussites et des ascensions éclatantes dues à la période et de consacrer des positions familiales anciennes.

282Ni civile, ni militaire, la noblesse d’Empire a été une création de Napoléon (en 1808), destinée, entre autres objectifs et après de multiples tentatives préalables, à la fois à marquer une réussite exceptionnelle et à renforcer le soutien et la fidélité au régime de ceux qui seront ainsi distingués. Jean Tulard, qui l’a étudiée de fort près, est très sévère pour cette création, considérant qu’au total ce fut une « faute » et un « échec ». Jérôme Zieseniss est moins affirmatif (il note d’ailleurs que « les Français ont étonnamment bien accepté la réapparition de ces titres « définitivement abolis » quelques années auparavant ») mais il souligne que « de toutes les institutions napoléoniennes, la noblesse est la seule qui n’ait pas résisté aux atteintes du temps ». Et Natalie Petiteau est, elle, plus positive, ayant choisi de ne pas se limiter à l’Empire mais de regarder le destin de cette noblesse sur tout le XIX^e siècle.

283Citons trois passages synthétiques de ces auteurs, qui définissent l’esprit de la noblesse d’Empire, ni ordre, ni caste : « Réconcilier les Français, favoriser une fusion des deux sociétés, l’ancienne et la révolutionnaire, tout en respectant le principe sacro-saint de l’égalité des chances, enfin faire rentrer la France dans le concert des nations en donnant aux conquêtes de 1789 une onction monarchique et nobiliaire susceptible de les rendre plus supportables à l’Europe des empereurs et des rois, tels étaient les objectifs que Napoléon se proposait d’atteindre au moyen notamment de l’instauration d’une noblesse nouvelle, expression d’une société apaisée, rénovée et réorganisée. » (Jérôme Zieseniss). Puis : « La noblesse d’Empire apparaît en définitive comme un vaste cadre institutionnel, un rassemblement d’hommes venus d’horizons différents, d’occupations diverses, mais auxquels est assignée une mission identique qui serait la défense de la quatrième dynastie et dont le recrutement reposerait, non sur des critères de classe (encore qu’on ne puisse en faire abstraction) mais sur la qualité des services rendus ou à rendre. » (Jean Tulard). Et, enfin : « Du point de vue de son créateur, la noblesse d’Empire peut être considérée comme un échec puisque ce groupe social, quand bien même les familles les plus fidèles à la quatrième dynastie ont tenté de le fédérer, n’a pas, dans sa majorité, conservé son identité de défenseur du trône des Bonaparte. (…) Pourtant, les trois cinquièmes des titres impériaux ont participé au renouvellement des noblesses du XIX^e siècle et, pour cette raison, n’auraient pas eu à rougir de leur destin face à Napoléon qui désirait aussi faire de son aristocratie un creuset de la fusion des élites. » (Natalie Petiteau) [92].

284C’est donc une élite, pensée et créée comme telle, voulant, au moins partiellement, distinguer et regrouper les « meilleurs », c’est-à-dire ceux qui « ont rendu ou rendront » les plus grands services, dans tous les compartiments de la société. Élite, y compris sur le plan quantitatif : au lieu que la noblesse d’Ancien Régime représentait de l’ordre de 300 000 à 400 000 personnes (cf. par exemple Dupeux [93]), il n’y a eu qu’environ 3 260 personnes titrées durant l’Empire – cent fois moins. Il est évidemment essentiel pour notre propos de regarder le milieu d’origine de ces anoblis récents : si ce n’est pas une caste, si l’anoblissement a pour ambition (même si cette ambition n’est ni exclusive, ni la première) de couronner le mérite éclatant, on aurait là, presqu’expérimentalement en quelque sorte, un recrutement social qui ne devrait pas grand ’chose aux positions sociales ou financières héritées, mais au contraire, tout – ou, au moins, beaucoup – aux acquisitions individuelles, à la réussite exceptionnelle personnelle. (Il est vrai que comme cette dernière dépend en partie de ce qui a été « hérité », les « héritages » « rentrent par la fenêtre »…). Cependant, il est certain que le mérite seul, quelles que soient les déclarations, ne commandait pas l’anoblissement. Non seulement des positions y conduisaient automatiquement, quel que soit le « mérite » du titulaire (ou alors il faut supposer qu’occuper cette position était en soi une preuve des services éclatants) : ministre, sénateur, conseiller d’État à vie, général de division, etc. Mais en outre, des nominations ont été faites explicitement à des fins « sociales » précises, où le mérite jouait un rôle second, voire négligeable : nominations individuelles destinées à montrer qu’on puisait (ou qu’on puisait aussi) dans les milieux populaires ; nominations collectives, plus ou moins imposées, notamment d’anciens nobles, souvent la « vieille » noblesse, au moins dans un premier temps, s’y refusant ou étant réticente. Bref, il faut s’attendre à ce que le milieu d’origine des anoblis, reflet de toutes ces sources et raisons de distinction, soit assez réparti dans la société, en tout cas probablement plus que celui des élites civiles étudiées précédemment, et même que celui des élites militaires. Certes, un certain nombre des membres de ces deux élites ont été anoblis, de sorte qu’avec l’examen de la noblesse d’Empire, on pourrait craindre de revoir un peu, en partie et indirectement, ce que nous avons déjà vu. Mais elle déborde tellement les élites précédentes – les nobles d’Empire sont cent fois plus nombreux que les ministres ou les maîtres des Comptes, trente fois plus nombreux que les préfets – que l’étude de l’origine sociale de ses membres n’est pas redondante avec les analyses précédentes.

28522 % des anoblis étaient des nobles de l’Ancien Régime. À nouveau, il faut donc souligner la relative faiblesse de cette proportion : du même ordre (en étant un peu plus faible) que parmi les élites militaires, et nettement moins que parmi les civiles. Mais c’est proportion est tout de même substantielle : la nouvelle noblesse n’est pas créée de toutes pièces à côté de l’ancienne, elle s’efforce de l’intégrer, nouvel exemple de politique de fusion.

286Au-delà de la proportion de nobles d’Ancien Régime, caractériser l’origine sociale des nobles d’Empire est extrêmement difficile. Non seulement en raison de problèmes de nomenclatures, comme partout ; mais surtout parce que pour nombre d’anoblis, le milieu d’origine n’est pas connu, et cette ignorance est beaucoup plus grave que pour les généraux et les conseillers à la Cour des comptes, car ici la proportion d’inconnue est très élevée : 63,6 % (hors « nobles refaits », c’est-à-dire hors nobles d’Ancien Régime) – pratiquement deux sur trois ! Comme ailleurs, il faut absolument tenir compte de ces inconnues, c’est-à-dire « redresser » les données brutes. Mais comment faire dès lors qu’elles sont aussi nombreuses ? En fait, vu la difficulté et l’incertitude, j’ai procédé par deux voies indépendantes :

287

• D’abord en retenant la démarche de Natalie Petiteau, qui est bonne dans son principe, mais qu’elle a malheureusement appliquée de façon inexacte ;
• Ensuite, en tirant parti des effectifs de nobles avancés par Jean Tulard par position, et en appliquant à chacune de ces positions la structure d’origine sociale qui se dégage des autres parties du présent travail (sur les généraux, les colonels, les élites civiles, les notables).

288Les calculs précis de ces deux démarches figurent en annexe 4. Ils aboutissent, hélas, et c’est un signe de plus de l’incertitude, ou de la fragilité, à des résultats qui ne sont pas absolument compatibles. On peut le voir sur la proportion de nobles d’origine populaire. Selon la démarche de Natalie Petiteau, elle serait comprise entre 18,1 % et 24,6 %. Selon la démarche de reconstitution structurelle, elle serait comprise entre 12,6 % et 16,7 %, peut-être voisine de 15,3 %. Bien qu’elles ne se recouvrent pas formellement, ces deux fourchettes ne sont peut-être pas à ce point éloignées qu’elles interdisent une tentative de synthèse. Comme la seconde démarche est un peu moins fragile, on lui fera davantage confiance pour conclure alors que la proportion de nobles d’Empire issus d’un milieu populaire serait de l’ordre de 15-18 %. Tout imprécise qu’elle soit, cette fourchette se situe en dessous de l’estimation de Natalie Petiteau, et aussi de celle de Jean Tulard.

289Elle est tout de même assez élevée, plus élevée que pour les élites civiles, et même militaires. Cela corrobore, en un sens, ce qu’on attendait, vu une de fonctions de cette noblesse. Il est du coup assez curieux que Jean Tulard paraisse minimiser en quelque sorte l’ampleur du phénomène, d’une part en le rattachant surtout aux militaires, d’autre part et surtout en concluant ainsi : « L’analyse sociale de la noblesse d’Empire ne laisse place à aucune surprise. L’élément populaire n’est guère représenté que par des militaires dont la promotion avait déjà été assurée par les guerres de la Révolution [94]. » Je trouve au contraire qu’il y a lieu d’être surpris dès lors qu’on met en perspective les origines de cette élite avec celles des autres. C’est ici la première fois dans cette seconde partie que nous « voyons » le peuple : il y a des anoblis fils de paysans ou d’ouvriers, et en nombre assez important [95]. Ajoutons qu’on connaît très peu de sociétés (aucune peut-être) où une élite de quelques milliers de membres (parmi une population de plusieurs dizaines de millions de personnes) puise autant dans les couches populaires. Le second aspect de la conclusion de Jean Tulard est conforme à sa thèse, selon laquelle toute l’ascension sociale, quand elle a existé, est due à la Révolution, et rien à l’Empire. Il est possible qu’en effet une partie, voire beaucoup, de la trajectoire ascendante de ces futurs nobles (les militaires comme les civils) se soit déroulée lors des années révolutionnaires, mais sans doute n’est-ce pas pour tous la totalité de la trajectoire. Quand bien même serait-ce, il faudrait reconnaître à l’Empire d’avoir reconnu et en quelque sorte consacré ces ascensions.

290Presqu’un quart des nouveaux nobles sont des nobles d’Ancien Régime, et environ un sur six est issu des couches populaires. Il reste donc, et c’est tout de même le fait principal, que la majorité vient de la bourgeoisie : 60 à 63 % si l’on raisonne avec la « bourgeoisie au sens très large » (incluant la petite bourgeoisie et les employés), et pratiquement la moitié (46-47 %, peut-être un peu plus), si l’on se cantonne à la « bourgeoisie restreinte ». Être d’origine bourgeoise est donc trois à quatre fois plus fréquent qu’être d’origine populaire, ce qui pousse Natalie Petiteau à conclure que « l’anoblissement par l’Empire apparaît plus souvent comme l’aboutissement d’une ascension graduelle que comme la consécration de réussites fulgurantes permises par la Révolution [96]. » Oui, et pourtant, cela ne vaut que pour moins des deux tiers des cas. Pour une forte minorité, c’est soit la pure et simple reproduction, au nom de la fusion des deux élites, soit la consécration d’une « ascension fulgurante », pour reprendre cette expression.

i. La position de ces notables

300Quelle est la position de ces notables vers 1810 ? Comme pour l’étude des généraux, commençons par citer ce qu’écrivent les auteurs : « Sur les 66 735 individus dont la profession est connue, on obtient la répartition suivante :

301D’emblée apparaît la prépondérance des notables qui tirent leurs ressources de la rente foncière (25 %). Si l’on y ajoute les exploitants, le score atteint le tiers des effectifs. Reste la question des notables qualifiés d’après leurs fonctions dans une administration locale, essentiellement municipale et par suite rurale : la plupart n’ont sans doute d’autre qualification que celle de propriétaire. En effet, sur 10 094 membres des administrations locales inférieures dont la profession en 1789 est connue, près de 50 % viennent de la propriété foncière ; les autres de l’armée, du négoce et des professions libérales : ce sont vraisemblablement des retraités repliés sur leur terre. On dépasse alors le seuil de 50 %. La terre reste le principal atout pour la classe politique et le facteur essentiel de la respectabilité et de l’influence. (…) Les professions libérales ne représentent que 14 % ; le négoce et les métiers, à peine 11 %. La « méritocratie », idéal de la société de l’Ancien Régime finissant et qui avait été le cheval de bataille des Constituants, semble piétiner en ce début du XIX^e siècle (…). L’administration civile, une des nouveautés les plus originales de l’Empire, a attiré un personnel venu des horizons les plus divers, et jouit, en raison sans doute de sa nouveauté et de son efficacité, d’un prestige qui, dans un régime considéré souvent comme principalement militaire, éclipse même les capitaines de la Grande Armée. La proportion des fonctionnaires civils (15,76 %) est la plus forte après celle des propriétaires. L’Empire a, avant tout, mis en place une administration, et le corps des notables reflète fidèlement cette réorganisation d’une France administrée sur des bases renouvelées. » (p. 45-46).

302Aussi bien ces données que ces commentaires sont extrêmement suggestifs. Mais on a là un exemple des deux inconvénients que je citais plus haut dans une perspective de « réexamen » : le tableau n’est pas complet (sont manquantes 3 052 personnes [4,58 %], certainement de positions très diverses) ; et cette nomenclature de publication (ce n’est pas le cas de la nomenclature détaillée d’enregistrement) est difficile à utiliser du point de vue sociologique car, là encore, elle regroupe des niveaux très différents. Par ailleurs, les commentaires suscitent des interrogations. Par exemple, regrouper les membres des administrations locales et même les agriculteurs exploitants avec les propriétaires, pour aboutir à l’idée que « la terre reste le principal atout pour la classe politique », n’est-ce pas discutable ? Et d’ailleurs même si on admet ces regroupements, on aboutit à 50,9 % de notables « venant de la terre », ce qui aurait été mieux commenté en disant que la moitié des électeurs en venaient, plutôt que faire de la terre « le principal atout » et le « facteur essentiel ». Autre exemple, pourquoi la méritocratie est-elle limitée aux professions libérales et au négoce, et non étendue (ce qui serait même plus pertinent, sans doute) aux fonctionnaires des administrations civiles ? Elle aurait alors, dans la vue même des auteurs, plus d’importance. Le « réexamen » auquel je vais me livrer consiste à essayer de tirer parti de la richesse des données pour compléter et nuancer ce genre de conclusions.

303La nomenclature détaillée des auteurs est très intéressante et, elle, ne souffre pas de mélanger les niveaux. Il est donc extrêmement dommage qu’ils n’aient pas publié la distribution des positions des notables en l’utilisant. J’ai tenté de le faire dans le tableau 6, mais il faut insister sur le fait que cette reconstitution fut très difficile en raison des inconvénients signalés. Elle aboutit donc à des effectifs plausibles plutôt que certains et il reste encore des personnes que je n’ai pu ventiler (mises en un groupe « autres » ; la méthode de reconstitution figure en annexe 4). J’ai ajouté deux éléments dans le tableau 6 : d’abord, le fait ou non, pour chaque position de la nomenclature détaillée, d’appartenir à la « bourgeoisie restreinte » comme je l’ai définie ailleurs dans ce travail – j’ai pris cette décision au vu des seuls contenus de chaque position, tels qu’ils sont décrits par les auteurs ; ensuite la fortune moyenne (en francs) des membres de chaque position, telle qu’on peut la calculer pour ceux dont la fortune est connue [100].

304Les enseignements du tableau 6 sont de plusieurs ordres.

305Tout d’abord la diversité des professions (ou positions) de ces notables. Ce n’est pas un éparpillement, ce n’est pas non plus, et de très loin, un reflet fidèle de la société, mais c’est un éventail de positions assez large, où beaucoup figurent avec peu de personnes. Les quatre groupes dominants forment certes 63 % d’entre eux, mais, après, le reste est très divers. Parmi ces quatre groupes dominants, trois reflètent, non pas tant la terre que la campagne ; ces notables sont pour beaucoup d’entre eux des ruraux : des propriétaires, des maires, des présidents d’administration municipale, des adjoints, etc., et aussi des paysans. C’est la deuxième fois (après la noblesse d’Empire) dans cette seconde partie que nous voyons apparaître la paysannerie (alors qu’elle représentait presque deux tiers des actifs du temps) : 8 % de ces notables sont paysans, ce qui est peu, mais pas nul et, en tout cas, beaucoup plus que parmi pratiquement toutes les élites que nous avons vues jusqu’à maintenant.

306Le groupe le plus important est celui des propriétaires (un quart des notables), mais il faut souligner sa grande hétérogénéité interne. Il n’est important que parce que sont rassemblés sous un même terme des propriétaires de fortunes très différentes, soit très grande (plus de 20 000 F), soit très petite (moins de 500 F). Et sur ce chapitre de la fortune, autant les membres de l’administration municipale (deuxième groupe : 18 % des notables) peuvent être rapprochés des propriétaires, autant les paysans doivent en être distingués. Beaucoup de ces notables agriculteurs exploitants (un sur six) n’ont en effet, selon ces données, qu’une très petite fortune, et, en moyenne, la fortune de ce groupe est très inférieure à celle des propriétaires et des membres de l’administration municipale (un tiers et un quart de moins respectivement). Ce sont beaucoup plus des agriculteurs que des propriétaires.

307À chacun des groupes, dans le tableau 6, sont attachés deux critères : appartient-il ou non à la « bourgeoisie retreinte », d’une part, et quelle est sa fortune moyenne, de l’autre. Il est remarquable que, sauf sur un cas, ces deux critères, indépendants, s’accordent entièrement : tous les groupes dont la fortune moyenne est la plus élevée ont été, sur la seule foi des appellations de positions qu’ils rassemblaient, considérés par moi comme bourgeois. Cette similitude de classement confère à ces deux critères une certaine force. Et l’on peut alors tirer de façon assez assurée, comme un écho de la diversité des professions de ces notables, la conclusion frappante qu’ils ne sont pas tous « bourgeois » (au sens restreint) : trois quarts « seulement » (72 %) le sont [101]. Ainsi, contrairement à ce que nous supposions lors de la présentation de cette analyse, ces notables ne sont pas, ou pas seulement, une grande part de la bourgeoisie : ils l’excèdent, et de beaucoup puisque le quart d’entre eux n’en fait pas partie.

308Louis Bergeron et Guy Chaussinand-Nogaret l’avaient d’ailleurs noté : « Les collèges électoraux débordent sensiblement la “ploutocratie” des six cents imposés, enracinant le régime jusque dans des couches médiocres de la société. » Ils ne débordent pas seulement les plus imposés, ils débordent toute la bourgeoisie. Cela étant, il faut garder le sens des proportions : ils vont certes jusqu’aux « couches médiocres » de la société, mais très modérément, car il n’y a pratiquement aucun ouvrier et tout de même très peu de paysans ; mais le mouvement est bien indiqué [102].

309De quoi est constitué ce quart ? D’abord des paysans justement, puis des artisans et petits commerçants, puis des « magistrats inférieurs » (« juridictions inférieures au bailliage et juges de paix »). À eux trois ces groupes forment les deux tiers de ces « notables non bourgeois [103] ».

310Au lieu de se limiter à la « bourgeoisie restreinte », il peut être intéressant d’élargir ce concept à toute la bourgeoisie, y compris donc les couches moyennes salariées et l’ensemble des artisans et petits commerçants. On dira alors que 86,7 % des notables sont des « bourgeois au sens large », ce qui laisse tout de même, en dehors, un notable sur sept ou huit.

311Terminons ce petit tour d’horizon sur les positions des notables en 1810 en montrant que la relative diversité de leurs profils n’empêche pas qu’ils soient globalement très spécifiques. Il suffit pour cela de rapprocher leur structure de la structure d’ensemble de la société. Comme ces notables ne sont que des hommes, le rapprochement avec l’estimation de la structure sociale masculine de l’annexe 1 n’est pas illégitime (même s’il est fragile, évidemment), dès lors qu’on se limite aux notables actifs. On en déduit trois conclusions intéressantes :

312

• Comme attendu, les paysans sont cinq fois moins représentés et les ouvriers ne le sont pas, ou pratiquement pas ;
• Comme attendu aussi, le clergé est un peu plus représenté, les membres des administrations civiles (employés et cadres pour parler comme aujourd’hui) énormément plus, et, surtout, et là l’ampleur surprend, les professions libérales encore plus ; à vrai dire, et c’est un résultat important, relativement à leur place dans la société, ce sont les membres des professions libérales qui ont été, parmi les actifs, le plus souvent élus comme membres de ces conseils ;
• Enfin, et c’est peut-être moins attendu, la représentation des artisans et des commerçants d’une part, des militaires d’autre part, est assez conforme à leur place dans la société de l’époque.

313Au total, et pour donner une vision de la grande déformation que cette structure des notables offre par rapport à la structure d’ensemble, on peut retenir un des indicateurs synthétiques de la première partie : il faudrait « déplacer » 66,7 % des notables, c’est-à-dire « modifier » leur position, pour qu’ils reflètent fidèlement la société. C’est beaucoup plus qu’aucune des estimations de cet indice qui ont été présentées lors de l’étude des tables de mobilité de la première partie [104].

ii. Leur position en 1789 et leur mobilité sur vingt ans

314Avec la position qu’occupaient ces notables vers 1789, on s’approche davantage de notre sujet : non pas qu’il s’agisse à strictement parler de mobilité sociale, mais connaître cette profession vingt ans auparavant (et il ne s’agit pas de « n’importe quelles années » !) confère à la comparaison un immense intérêt. En somme, on peut à ce propos poser la même question : « d’où viennent les notables ? », mais en lui donnant un sens différent de ce que nous avons retenu ailleurs : non pas : « que faisaient leur père ? », mais « que faisaient-ils avant la tourmente ? » Autre façon de poser la même question : dans quelles professions (et non pas dans quels milieux d’origine) « a-t-on puisé » pour recruter les notables de 1810 ? Ces questions peuvent être posées pour l’ensemble des notables, auquel cas seule leur structure en 1789 est nécessaire pour y répondre, ou pour chaque type de notables : d’où viennent les notables propriétaires de 1810 ? D’où viennent les notables professions libérales de 1810 ? Etc. Il faut alors, pour répondre à toutes ces questions, connaître toute la table de mobilité croisant les deux positions de ces notables, celle de 1789 et celle de 1810. On pourra alors non seulement raisonner en termes de « recrutement » (d’où viennent les notables selon ce qu’ils sont aujourd’hui ?), mais aussi en termes de « destinée », en donnant, là aussi, à ce mot un sens un peu différent que celui utilisé jusqu’à maintenant : les notables de 1810 qui étaient dans une position donnée en 1789, quelle est leur position précise aujourd’hui ? Ou, si l’on veut, quelle a été, selon leur position en 1789, la trajectoire de ces notables de 1810 au cours de ces vingt années ?

315Il faut, en début d’analyse, préciser un point important : de l’ordre de 20 % des notables de 1810 étaient en 1789 trop jeunes pour être déjà entrés dans la vie. L’examen des professions antérieures va donc porter sur les 55 000 autres. À nouveau, il est dommage que les auteurs n’aient pas publié en détail toutes leurs professions antérieures : ils n’ont publié qu’une partie de la table de mobilité, et j’ai donc reconstitué, de façon parfois approximative, le reste pour obtenir une estimation plausible de la table dans sa totalité. Figurent en annexe 4 les principes de cette reconstitution.et une table assez détaillée qui en résulte.

316L’impression, sinon d’éparpillement, du moins de dispersion subsiste lorsqu’on examine cette table de mobilité. En particulier, il y a assez peu d’immobiles, c’est-à-dire de notables qui sont dans la même position en 1789 et en 1810 : autour de la moitié seulement. Une grosse moitié des professions libérales étaient encore professions libérales vingt ans après, de même une grosse moitié de commerçants ou d’artisans, de même encore une grosse moitié de paysans ; une petite moitié de membres des administrations civiles, une petite moitié des propriétaires [105].

317En termes de recrutement aussi, la diversité est visible, mais elle semble moins importante. En particulier, la très grande majorité des notables professions libérales (69,7 %), des notables commerçants (80 %), des notables artisans (80,6 %), des notables paysans (80,9 %) étaient dans la même position vingt ans avant. À l’inverse, et c’est évidemment très significatif, l’autorecrutement est très faible parmi les membres de l’administration civile : 20,5 % d’entre eux seulement l’étaient déjà à la veille de la Révolution. Il est vrai que si l’on tient compte des étudiants qui y sont entrés assez vite après 1789, le taux s’élève à 32,1 %, mais cela reste faible. Nous avons là une nouvelle manifestation de l’appel d’air provoqué par l’Empire : le développement très important de la fonction publique (et son très grand prestige) ont attiré nombre de candidats venant d’autres milieux ou ayant commencé leur vie active dans d’autres professions, et ce phénomène, très général, se voit aussi parmi les notables : le nombre de notables travaillant dans les administrations civiles a doublé entre 1789 et 1810, et ce sont des notables qui étaient, à la veille de la Révolution, professions libérales, propriétaires, paysans, ou même commerçants ou officiers qui sont venus occuper ces nouveaux postes.

318Louis Bergeron et Guy Chaussinand-Nogaret étudient de façon précise nombre de flux détaillés de la table de mobilité, et il est donc inutile d’y revenir ici. N’en retenons, parce qu’il me semble particulièrement significatif, que l’exemple des relations entre les professions libérales et les administrations civiles. Ils notent qu’ « une partie notable des professions libérales (16 % sur un groupe comptant plus de 9 000 personnes [note personnelle : c’est même 20 %]) passe dans l’administration publique, surtout judiciaire ». Encore un bon exemple de l’appel d’air, mais aussi, peut-être, plus largement des transformations sociales à l’œuvre : « Les anciens juristes, qui gravitaient autour des cours de parlement, peuplent désormais les tribunaux supérieurs et les justices moyennes et subalternes. Ils ont souvent pris la place de l’ancienne classe parlementaire, dont la plus grande partie s’est retirée après la suppression des cours souveraines [106]. » Et en effet, le recrutement des administrations civiles fait une large place aux professions libérales : sur 100 notables fonctionnaires civils de 1810, 27 exerçaient une profession libérale vingt auparavant (tableau A4.1en annexe 4). C’est une proportion très élevée. Il y a là une transformation profonde exercée par l’Empire. C’est la même que celle qu’on a vue à l’œuvre avec la Cour des comptes – mais sur une échelle plus grande. La création d’institutions, de fonctions ou de services nouveaux dans la fonction publique entraîne des occasions, et probablement faut-il ici tirer la même conclusion qu’à propos de la Cour des comptes : ces occasions ont sans doute favorisé pour nombre des personnes qui les ont saisies un mouvement d’ascension sociale par rapport à ce qu’elles étaient et auraient été sans ces créations.

319Pour compléter les quelques notations précédentes, il est intéressant d’exprimer ces mouvements à travers le grand clivage entre bourgeoisie et non bourgeoisie : les notables non bourgeois ont-ils les mêmes trajectoires que les notables bourgeois ? Pour répondre à cette question il suffit de lire le tableau 7 présentant la table de mobilité professionnelle fondée sur cette distinction.

320Observons d’abord que, parmi ces 55 000 notables qui étaient déjà entrés dans la vie professionnelle avant 1789, on retrouve la même proportion de bourgeois que parmi l’ensemble, ce qui est rassurant : trois quarts [107]. Et ce qui est important, c’est que ni la destinée, ni le recrutement de ces notables ne sont les mêmes selon qu’ils sont bourgeois ou non : il s’agit donc, même parmi les notables, d’un clivage très significatif. S’ils étaient bourgeois en 1789, ils le sont presque sûrement en 1810 ; tandis que ceux qui ne l’étaient pas ne le sont devenus qu’environ une fois sur deux. En termes de recrutement, le contraste est également très grand – plus grand même peut-être, puisque les deux structures de recrutement sont quasiment inversées : les notables bourgeois de 1810 étaient déjà bourgeois à 80 % vingt avant ; les notables non bourgeois de 1810 étaient non-bourgeois à 71 %.

321Parmi l’ensemble des notables, bourgeois ou non, pratiquement le tiers (32,3 %) n’étaient pas bourgeois en 1789. Qu’étaient-ils ? D’abord paysans, puis commerçants ou artisans, mais aussi membres du bas clergé ou même des professions libérales inférieures.

322Cette proportion empêche de pouvoir conclure que les notables sont tous issus du haut de la société. D’ailleurs, rapprochons ces notables des élites que nous avons étudiées auparavant. Les élites civiles étaient à 80 % environ issues de la bourgeoisie restreinte, et les élites militaires à 60-69 %. Ici, les notables, dans leur ensemble, en sont issus seulement à deux tiers (67,7 %), ce qui les rapproche des élites militaires et indique un recrutement moins bourgeois que celui des élites civiles. C’est un résultat intéressant, et qui confirme sous un autre angle ce que nous venons de dire. Mais il faut préciser un point très important : j’ai considéré, dans la phrase précédente, que le même concept de « recrutement » était mesuré chez les notables et chez les élites. Or, ce n’est pas vrai : ce ne sont pas les pères de ces notables qui sont, à un tiers, non bourgeois, c’est eux-mêmes il y a vingt ans. Le rapprochement avec le recrutement des élites n’est donc pas pur. Il est vrai que l’intuition suggère qu’avec l’origine sociale la proportion serait encore plus élevée. En effet, à tout prendre, on ressemble plus, en moyenne, à soi-même vingt ans avant qu’à son père. Selon cette intuition, les notables seraient au moins pour un tiers issus d’un milieu non bourgeois [108].

Tables de mobilité fondées sur cinq positions sociales

337Le premier tableau A1.1 présente les tables de mobilité (ou tableaux de mariage) observées dans une nomenclature regroupée à cinq positions, pour les trois périodes 1803-1809, 1810-1814, 1803-1814, exprimées en effectifs. Elles retracent le nombre de mariages conclus lors de chaque période selon la position sociale du marié et celle de son père, lorsqu’elles étaient inscrites sur le registre (cf. sur ce point l’annexe 2), le marié étant soit un homme dont le nom commence par TRA, soit un homme qui a épousé une femme dont le nom commence par TRA.

338Cette table de mobilité se limite aux cas où les deux positions, celle du fils et celle du père, sont connues. Deux remarques peuvent être faites à ce propos. D’abord sur l’impact de cette limitation. Il est qualitativement faible, comme on le montrera dans l’annexe 2. Ensuite, les non déclarations de la position du père ont évidemment plusieurs causes, mais la principale est qu’il est décédé : 58,9 % des non déclarations de la position du père sont dues au fait que le père est décédé [109].

339Il est possible de faire à partir du tableau A1.1 tous les calculs souhaités (et en particulier de retrouver les destinées et les recrutements présentés dans le tableau 1 du texte en divisant les effectifs par les totaux en ligne ou les totaux en colonne respectivement). Bien sûr, la table de 1803-1814 n’est autre que la somme des deux précédentes. Comme ces tables sont utilisées pour l’évolution temporelle de la mobilité, voici celles qui concernent d’autres époques.

340Le deuxième tableau A1.2 retrace (avec les mêmes conventions) les tables de mobilité après l’Empire, c’est-à-dire portant sur les deux périodes 1815-1829 et 1815-1844. Ces trois tables sont celles que Van Leuwen et alii ont eux-mêmes analysées dans leur article cité et qu’ils m’ont transmises.

341Le troisième tableau A1.3 n’est pas une observation, mais une construction (elle est présentée dans le texte et décrite en détail dans l’annexe 3). Elle s’appuie sur la même nomenclature à cinq postes. C’est parmi les différentes variantes qui ont été construites la « première préférée », c’est-à-dire une table de mobilité plausible pour la seconde partie du XVIII^e siècle. Plus précisément, il y en a deux, construites selon les mêmes principes, une pour 1745-1759, et une pour 1760-1789. Chacune a, par convention, les mêmes marges que la table de 1803-1814. Chaque table est présentée non pas selon les effectifs (ce qui n’aurait pas de sens) mais selon les fréquences (la somme des fréquences dans la table valant 100). Ces fréquences s’interprètent de façon naturelle : dans une case donnée d’une table, la fréquence est la proportion de mariages dont, sur la période, le marié est de telle position sociale et son père de telle autre, les deux positions étant relatives à la case. Ainsi, par exemple, entre 1745 et 1759, selon cette construction, dans 42,5 % de l’ensemble des mariages, le marié était paysan et son père aussi. La fréquence correspondante dans les tables observées A1.1 et A1.2 est évidemment l’effectif de la case idoine divisé par l’effectif total de la table. Ainsi, selon l’échantillon « TRA », dans 658 / 1657 = 39,7 % de l’ensemble des mariages qui ont eu lieu sous le Premier Empire (de 1803 à 1814, pour être précis) le marié était paysan et son père aussi.

Table de mobilité fondée sur neuf positions sociales

342Du ficher rendu disponible par Bourdieu et alii (en annexe du volume de l’INED cité), j’ai codé, pour le marié, son père, son beau-père l’appellation de profession en dix postes (neuf postes, plus non-déclaré). Il est inutile de le faire pour les femme, mère et belle-mère, car il y a trop de non déclarations, correspondant au fait que les femmes de l’époque sont très nombreuses à ne pas être sur le marché du travail). La nomenclature en neuf postes a été présenté dans le texte (début de la première partie). Elle correspond exactement à celle qui figure dans l’annexe 4 (à un chiffre), à condition de regrouper les postes 30 à 33, le poste 8 avec le poste 5 et de négliger le poste 35 (qui n’est pas utile ici). Je n’ai effectué ce codage que pour les hommes dont le nom commence par TRA, et non pour ceux qui ont épousé une femme dont le nom commence par TRA. L’échantillon est donc beaucoup plus faible que celui du tableau A1.1 (au total, 972 hommes contre 1 657, hors non déclarés).

343C’est sur cet échantillon plus faible que sont fondés quatre des tableaux de ce travail, un dans le texte et trois dans les annexes : le tableau du texte présentant le recrutement de la bourgeoisie et la destinée de ses fils (tableau 1ter), la table de mobilité détaillée de cette annexe (tableau A1.4), le tableau A2.2 de l’annexe 2 présentant l’effet des non réponses, et le tableau A2.3 de l’annexe 2 présentant dix variantes de structure sociale.

344Dans le tableau A1.4, table de mobilité observée détaillée, j’ai fait figurer les non déclarés pour rendre visible leur ampleur. Comme indiqué plus haut, ces non déclarés ont plusieurs causes, y compris le fait que le père était décédé. Ici, parmi les hommes TRA, dans le tableau A1.4, 60,4 % des non réponses sur la position du père sont dues au fait que le père est décédé (mais, comme indiqué dans la note précédente, on connaît la position d’un certain nombre de pères décédés : ici, parmi les hommes TRA, dans 30,3 % des cas).

345La différence de taille des deux échantillons, et le fait que les deux codifications des positions, celle de Van Leuwen et alii et la mienne, ne soient pas identiques suffisent à expliquer que les résultats fournis par les deux ensembles de données ne sont pas exactement les mêmes. J’ai insisté sur ce point dans le texte à propos du cas particulier de l’autorecrutement des non manuels. Mais cette différence n’empêche pas que si on compare les deux tables de mobilité 3 x 3 (paysan, non manuel, manuel), c’est-à-dire le tableau 1bis du texte et celle qu’il est facile d’obtenir par regroupement du tableau A1.4 ci-joint, les destinées et recrutements sociaux sont proches.

Qualité du premier ensemble de données, celles de la table de mobilité 5 x 5

347La table 5 x 5 repose sur 1 657 hommes qui se sont mariés durant ces douze années, hommes qui soit ont un nom qui commence par les trois lettres TRA, soit ont épousé une femme dont le nom commence par les trois lettres TRA, pour lesquels on connaît les deux positions parce qu’elles ont été déclarées, celle du père de cet homme et la sienne (cf. tableau A1.1).

348Traitons tout de suite une source importante de biais potentiel : celle qui vient du fait qu’on ne se repose pas sur tous les mariages de la période, mais seulement sur ceux dont les deux positions, celle du père et celle du fils, sont déclarées. Van Leeuwen et alii (article cité, p. 596-597) ont montré que, sur toute la période (1803-1986), se limiter aux cas où la position du père était déclarée avait un effet quantitatif très élevé : presque la moitié (47,4 %) des mariages étaient de ce fait éliminés. Mais l’effet qualitatif était, à l’inverse, modeste : la structure sociale des fils était très proche selon que l’on connaissait ou non la position sociale de leur père, l’écart le plus important (4,6 points de pourcentage) se voyant dans le partage entre paysans et manuels non qualifiés. Cette limitation pour non déclaration de l’origine sociale ne paraît donc pas affecter la représentativité des données retenues. La démonstration de ces auteurs est certes faite sur toute la période 1803-1986, mais on peut peut-être aussi la tenir pour vraie, ou au moins admissible, sur les sous-périodes qui sont retenues ici (c’est ce que nous confirmerons ci-dessous pour 1803-1814). C’est cependant un élément de fragilité incontestable.

349Rapprochons maintenant les deux structures sociales, paternelle et filiale, c’est-à-dire les deux marges de la table de mobilité, des quelques maigres éléments dont on dispose par ailleurs. Il y en a essentiellement deux.

Rapprochement avec les estimations globales de population active

353La seconde source indépendante provient des estimations globales de population active. Nous avons, Olivier Marchand et moi, reconstitué des effectifs de population active par grand secteur d’activité économique, moyennant quelques hypothèses, à partir de différentes sources de l’époque [111]. Comment rapprocher les mariés de cette estimation globale des actifs masculins ? Il faut approcher la structure sociale globale à partir de nos mariés et la comparer à cette estimation. Partons de nos structures sociales des pères et des fils. Comment en dériver une approximation de la structure sociale globale ? Il n’y a pas de réponse sûre. On pourrait d’abord supposer que les pères, ayant vers 40-55 ans à peu près, sont un bon équilibre entre les jeunes et les vieux, et donc que leur structure est une bonne approximation de la structure globale. Ce serait exactement le cas si l’évolution de la structure sociale qu’on voit des mariés à leurs pères se poursuivait de ces pères aux actifs plus âgés. Mais on pourrait aussi supposer que cette structure se stabilise vers le milieu de la vie, c’est-à-dire que la structure sociale des actifs plus âgés est la même que celle des pères : dans ce cas, la structure globale serait une pondération de la structure des fils et de celle des pères, et un petit calcul simple montre que la pondération serait de 0,3 (fils) et 0,7 (pères). Au total, nous avons donc deux possibilités raisonnables pour passer de nos structures sociales paternelle et filiale à la structure sociale globale, ou deux variantes : retenir celle des pères ou retenir une somme pondérée (0,3-0,7) des deux. Même si on admet ce raisonnement, il faut en outre ajouter que jouent ici, en plus de la nuptialité différentielle, la mortalité et la fécondité socialement différentielles (dans la mesure où ces « pères » ne sont vus qu’à travers leurs fils, et leurs fils vivants, qui sont justement en nombre différent selon leur position à eux les pères), de sorte que l’approximation est encore plus grossière que ce qu’on pouvait penser spontanément. Enfin, il faut souligner que l’estimation globale d’actifs masculins est exprimée par secteur d’activité tandis que la structure sociale que nous dérivons de celles des pères et des fils repose sur la profession individuelle (ainsi un comptable d’une entreprise du bâtiment sera compté en non manuel parmi les pères et en industrie dans les estimations globales).

354Toutes ces raisons exprimées, mettons en regard l’estimation par secteur d’activité et les deux variantes d’approche de la structure sociale globale à partir de celles des pères et des fils : c’est ce que fait la partie B du tableau A2.1 La proximité, sans être très grande, est tout de même remarquable compte tenu de toutes les hypothèses, approximations et erreurs possibles : les écarts ne sont que de quelques points de pourcentage. La proximité est plus prononcée avec la variante 1 : les écarts sont au maximum de six points de pourcentage. On retrouve deux des tendances de la comparaison avec les conscrits : peut-être, la part de paysans dans l’échantillon TRA serait un peu sous-estimée et peut-être le partage, parmi les non agricoles, serait un peu en défaveur des non manuels. Mais c’est secondaire devant le principal, qui est le relatif accord de ces deux structures indépendantes et qui ont de multiples raisons de n’être pas identiques.

355On ne dispose pas d’estimations globales de la population active selon la position individuelle pour le début du XIX^e siècle. La première qui soit assez détaillée pour être citée ici porte sur l’année 1866. J’ai repris la structure que nous avons publiée dans Deux siècles de travail en France, en y apportant deux aménagements : d’une part les « patrons de l’industrie et du commerce » ont été ventilés en deux groupes égaux, les artisans regroupés avec les ouvriers et les petits commerçants avec les employés et cadres (cette égalité est à peu près vérifiée à d’autres moments) ; d’autre part, il va y avoir une fourchette, selon qu’on regroupe les domestiques avec les ouvriers ou avec les employés et cadres (la fourchette est de 2,4 points, égale bien sûr à la proportion de domestiques parmi les actifs). Le résultat figure dans la partie C du tableau A2.1 où on peut le comparer à la structure sociale de 1860-1864, obtenue à partir des mariages de cette période selon les deux variantes expliquées plus haut et appliquées à ces mariages.

356La comparaison se prête à trois commentaires instructifs. D’abord, la part des paysans et ouvriers agricoles (49,7 %) est plus faible que dans les deux variantes (53,4 et 57,6 %). C’est donc ici le contraire de ce qu’on avait observé précédemment (parties A et B du tableau A2.1). Il est possible qu’il s’agisse de phénomènes réels puisque les deux dates de comparaison sont éloignées d’une cinquantaine d’années. Mais il est possible aussi que cela montre simplement que ces écarts sont très fragiles et qu’il ne faut peut-être pas trop se fonder dessus. Ensuite, au sein des non agricoles, on retrouve une certaine légère sous-estimation des non manuels par rapport aux manuels : le rapport est de 38/62 ou 42/58 (selon la place des domestiques) dans l’estimation, tandis qu’il n’est que de 35/65 (variante 1) ou 28/72 (variante 2) dans la structure dérivée des pères et des fils TRA. Enfin, et surtout, le partage entre paysan et ouvrier agricole est très différent dans l’estimation et dans les deux variantes établies à partir des TRA (et cette grande différence se voit constamment). Manifestement la frontière, dans cet échantillon, entre ces deux positions sociales n’est pas celle des estimations globales (issues, pour une large part, des recensements de la population du XIX^e siècle).

Complément : qualité du second ensemble de données, celles de la table de mobilité 9 x 9

358Deux compléments peuvent être apportés à l’analyse de la qualité précédente, à partir de notre second ensemble de données. Rappelons que contrairement au premier ensemble, il ne concerne que les hommes TRA (les maris des femmes TRA ne sont pas ici inclus).

359D’abord sur l’impact des non déclarés. Plus haut cet impact a été jugé qualitativement faible à partir d’éléments portant sur l’immense période 1803-1986. Il est possible de reprendre ce point sur la seule période impériale. Le tableau A2.2 compare en effet la structure sociale des hommes mariés TRA de 1803-1814 selon que la position de leur père est déclarée ou non. À un niveau très agrégé (partie B du tableau), on retrouve la conclusion tirée plus haut : la structure est très proche, ce qui signifie que l’absence des non-réponses (sur le père) ne gauchit guère la marge des fils de la table de mobilité. Mais il y a quand même un écart : c’est à peu près le même que plus haut et au même endroit : 4,4 points de pourcentage dans le partage entre paysans et artisans, ouvriers et domestiques. Cela signifie que les non-déclarations de l’origine sociale concernent proportionnellement un peu plus les fils d’artisans, ouvriers ou domestiques que les fils de paysans.

360À un niveau détaillé (partie A du tableau), il est très remarquable que tous les écarts soient inférieurs à 0,5 points de pourcentage – tous sauf évidemment, et on le retrouve, l’écart entre paysans et ouvriers et artisans. Cela confirme la bonne qualité des données, y compris décontractées à neuf positions sociales – « bonne qualité » ici au sens où les non-déclarations de l’origine sociale n’affectent pas trop les choses.

361Le second complément porte sur le rapprochement entre les structures sociales issues de la table de mobilité et les estimations de population active. On a rapproché plus haut la structure des pères et la structure combinée (avec les pondérations 0,3 et 0,7) des fils et des pères de la structure dérivée des estimations de population active (partie B du tableau A2.1). La qualité a été jugée satisfaisante, notamment avec la structure des pères. On peut reprendre la question ici certes sur un échantillon plus petit (les hommes TRA seulement), mais sur une base plus large dans la mesure où l’on dispose d’une part des beaux-pères, d’autre part du fait de savoir si l’ascendant était, au moment du mariage, vivant ou non. Cela donne 10 combinaisons, qui sont présentées dans le tableau A2.3.

362On retrouve une bonne proximité avec la structure issue des estimations de population active, avec l’idée que ce sont surtout les structures des pères et des beaux-pères seules qui paraissent plus proches, bien que parmi les structures combinées, celle qui combine le fils (pondération : 0,3) et l’ensemble pères et beaux-pères (0,7) semble également assez proche. Au total, si l’on veut privilégier, en même temps que la proximité, la taille de l’échantillon, ce sont, semble-t-il, les deuxième (pères et beaux-pères) et dernière (fils – 0,3 – et pères et beaux-pères – 0,7) structures sociales issues des mariages TRA qui sont peut-être les » meilleures ».

Estimation de la structure sociale des hommes sous l’Empire

363Comme il est très difficile et incertain d’estimer la structure sociale, nous allons tenter de l’approcher par deux voies distinctes et indépendantes, en espérant qu’elles mèneront à des résultats voisins (ou, au moins, compatibles entre eux). Une synthèse suivra ces deux tentatives, débouchant sur l’estimation que nous retiendrons.

Traitement des absences de signatures au mariage

387Sur l’ensemble de l’échantillon des mariés (c’est évidemment le même effectif : 4 161 hommes et 4 161 femmes), la répartition des signatures est la suivante :

388Mariés : a signé : 42,5 % ; n’a pas signé : 43,8 % ; information manquante : 13,7 %.

389Mariées : a signé : 23,8 % ; n’a pas signé : 59,2 % ; information manquante : 17,0 %.

390Vu leur ampleur, il est impossible de ne pas tenir compte des informations manquantes. Il y a deux façons simples d’en tenir compte, toutes deux a priori plausibles :

391Soit on considère que les manquants se distribuent comme ceux dont on sait s’ils ont signé ou non ; cela revient à faire des pourcentages sur les seuls cas où l’information est connue ; dans ce cas, on aura la distribution suivante (cela concerne alors 3 590 hommes et 3452 femmes respectivement) :

392

• Mariés : a signé : 49,2 % ; n’a pas signé : 50,8 % ;
• Mariées : a signé : 28,7 % : n’a pas signé : 71,3 %.

393Soit on considère que l’information manquante est, en fait, une absence de signature ; les non déclarés seront alors ajoutés purement et simplement aux non signés, et la structure devient (cette fois-ci sur 4 161 hommes et 4 161 femmes respectivement) :

394

• Mariés : a signé : 42,5 % ; n’a pas signé : 57,5 % ;
• Mariées : a signé : 23,8 % ; n’a pas signé : 76,2 %.

395Il est assez chanceux que les deux résultats soient assez différents, de sorte que l’on va pouvoir trancher. Et cela par comparaison avec une source, ou une référence, extérieure. C’est dans l’article cité de Jacques Houdaille que cette référence va être trouvée. Il cite en effet les proportions suivantes (parmi les premiers mariages et ceux où l’information est disponible – mais chez lui elle l’est dans 98 % des cas, et cela ne porte donc pas à conséquence) : proportion d’hommes ayant signé à leur mariage : entre 1800 et 1809 : 50 % ; entre 1810 et 1819 : 53 % ; proportion de femmes ayant signé à leur mariage : entre 1800 et 1809 : 29 % ; entre 1810 et 1819 : 33 %.

396Il faut donc ici retenir la première solution : les données manquantes seront considérées comme ayant la même structure que les données existantes, et l’on établira donc les pourcentages sur ces seules dernières.

397On est tenté de compléter cette conclusion par une remarque. En retenant cette hypothèse, nos résultats seront certes très proches de ceux de Jacques Houdaille, mais un peu plus faibles : 49,2 % contre un peu plus de 50 % (si l’on fait par la pensée une pondération des deux périodes décennales de Houdaille) ; 28,7 % contre un peu plus de 29 %. Cela tendrait à faire penser que les non déclarations n’ont pas, de fait, exactement la même structure que les déclarations : si elles avaient été connues, les signatures y auraient peut-être été un peu plus fréquentes que parmi les cas connus. Cela, qui est un peu contre-intuitif, n’est qu’une observation adjacente qui n’est pas de nature à modifier la conclusion générale : dans tout le texte consacré à la mobilité scripturale, les proportions sont calculées à partir des seules données existantes.

Approche de l’effet de la mobilité professionnelle, c’est-à-dire en cours de carrière

398Pour essayer de distinguer, dans les différences entre structures sociales des pères et des fils, plus précisément entre marges paternelle et filiale de la table de mobilité, ce qui revient à un effet de carrière (puisque les pères et les fils ne sont pas repérés au même âge, mais le sont au même moment), on peut regarder les pères lors des mariages conclus vingt ou vingt-cinq ans après 1803-1809, donc de 1825 à 1834. Il y a certes de nombreuses raisons pour que les pères de ces années ne soient pas exactement les fils qui se sont mariés entre 1803 et 1809 : des fils peuvent être morts durant ces 20-25 ans, et le taux de mortalité diffère sûrement selon la position sociale – ce que l’on nomme la « mortalité différentielle ». D’autre part, ces fils ont eu eux-mêmes diversement des fils (« fécondité différentielle ») et ces fils, s’ils ont survécu (« mortalité différentielle » à nouveau, mais chez les fils cette fois), se sont plus ou moins mariés (« nuptialité différentielle »). Bref, les pères des mariés de 1825-1834 ne sont pas exactement, en plus vieux, les fils qui se sont mariés entre 1803 et1809. Cependant ils n’en sont sans doute pas trop éloignés. À observer leur structure sociale et à la comparer à celle des mariés 20-25 ans avant (tableau A3.1), on voit que ces pères de 1825-1834, qui sont plus ou moins censés être, en plus vieux, les mariés de 1803-1809, sont plus souvent paysans et non manuels qu’eux, ce qu’on peut expliquer par la mobilité professionnelle : en ce cas, un certain nombre de ces mariés de 1803-1809 auront connu des changements de position en cours de vie active, les conduisant à devenir propriétaires exploitants ou non manuels. Or cette différence de structure est précisément celle qui sépare les pères et les fils de la table de mobilité de 1803-1814, lors du mariage du fils.

399On est donc conduit à conclure que la différence entre les deux marges de la table de mobilité reflète bien (ou surtout) un effet de la mobilité professionnelle, cela résultant fondamentalement du fait qu’au mariage du fils, le père et le fils n’ont pas le même âge, c’est-à-dire n’en sont pas au même point de leur carrière respective : un certain nombre de pères, vu leur âge, ont eu l’occasion de connaître des changements, alors que leurs fils, non. D’où l’idée de construire une table de mobilité fictive pour l’Empire, ayant les mêmes marges paternelle et filiale, et y mesurer la proportion d’immobiles.

Construction d’une table de mobilité fictive pour l’Empire, ayant les mêmes marges paternelle et filiale

400La méthode de calage qui est décrite dans le paragraphe suivant pour construire une table de mobilité pour le XVIII^e siècle peut être utilisée ici pour construire une table de mobilité fictive ayant les mêmes marges paternelle et filiale pour la période de l’Empire. On retient la structure sociale paternelle observée, et on va construire la table, « la plus proche possible » de la table observée mais ayant pour marges cette structure (et elle aura bien ainsi les deux marges égales, tout en étant la plus proche possible de l’observation) ; pour ce faire, on « cale » la table observée sur ces deux marges identiques (cf. un paragraphe ci-dessous où est expliquée la méthode de « calage »). Sur la table fictive ainsi construite, on calcule la proportion de mobiles : elle s’élève à 25,1 %. C’est celle qui, sous cette hypothèse de construction, représente le taux de mobilité non plus dans une table de mariage, mais dans une table de mobilité où pères et fils auraient à peu près le même âge. Elle figure dans le texte (§I.1).

Construction de tables de mobilité pour le XVIII^e siècle

404À partir de cette hypothèse de constance spatiale des rapports des chances relatives entre positions sociales, la « construction » d’une table de mobilité nationale pour 1760-1789 nécessite deux grandes étapes. D’abord estimer des structures sociales nationales paternelle et filiale valables pour cette période (qui seront les deux marges de la table nationale construite). Puis « caler » sur ces marges la structure des rapports des chances relatives fournie par la table observée dans le Pas-de-Calais.

405Commençons par les structures sociales paternelle et filiale de la France en 1760-1789. Comment les estimer ? La façon la plus naturelle consiste à observer, pour 1803-1812, période où on dispose de tout, les différences entre les structures sociales nationales et partielles (soit Vendôme, soit le Pas-de-Calais) et de reporter ces différences sur les structures partielles de 1760-1789. Il se trouve que c’est avec Vendôme que le report aboutit au résultat le plus plausible. C’est donc celui qu’on retiendra. Mais il va de soi que ce résultat est entaché d’une grande incertitude. Donc, je lui ai ajouté une autre variante en retenant pour 1760-1789 les mêmes structures sociales paternelle et filiale qu’en 1803-1814 : pour une société, certes non stationnaire, mais très stable, cette hypothèse est, elle aussi, acceptable.

406Ensuite, comment se fait la construction d’une table nationale ayant ces deux marges et respectant les rapports de chances relatives observés dans le Pas-de-Calais ? De la façon suivante. On part de la table du Pas-de-Calais et on la « cale » sur les deux structures sociales nationales successivement, d’abord celle du père puis celle du fils. D’abord sur celle du père, par une série de multiplications ou de règles de trois, ligne par ligne : par définition, à l’issue de ce premier calage, la structure des pères est celle souhaitée, mais pas celle des fils. On cale alors ensuite colonne par colonne pour respecter la structure des fils. Cet ensemble de calages 5 en ligne, puis 5 en colonne, soit 10 au total, (c’est-à-dire, si l’on veut être précis, 50 règles de trois) constitue la première itération. À l’issue de cette première itération, la structure des fils est bien respectée, mais plus celle des pères. Il faut alors recommencer le calage en ligne de la nouvelle table (celle issue du calage précédent) ; puis en colonne. Et ainsi de suite. Dans la littérature statistique ce processus s’intitule « RAS ». On a démontré (premier théorème important) qu’il convergeait, c’est-à-dire qu’au bout d’un certain nombre d’itérations, on aboutissait au respect à la fois de la structure paternelle et de la structure filiale souhaitées. (Ici, concrètement il a fallu une dizaine d’itérations.) Le second théorème important, qui justifie cette démarche, dit que cette façon de faire garantit en effet qu’on arrive à une estimation de la table de mobilité sur la France entière qui respecte la valeur des rapports des chances relatives observés dans le Pas-de-Calais.

407Il faut tout de suite dire qu’on pourrait tout aussi bien, pour cette construction, partir de la table observée à Vendôme. Car, si les associations intrinsèques entre positions sociales durant 1760-1789 sont identiques sur toute la France, on les observe « aussi bien » à Vendôme que dans le Pas-de-Calais. Partir de la table de mobilité de Vendôme et la caler sur les mêmes structures sociales nationales des pères et des fils fournit donc une autre façon de faire, et donc deux nouvelles estimations de la table de mobilité nationale (respectant, cette fois-ci les rapports des chances relatives observées à Vendôme).

408On dispose donc au total de quatre estimations possibles d’une table de mobilité sociale nationale pour la période 1760-1789. Et chacune peut être analysée à partir des indicateurs présentés lors de l’analyse de la table de la période 1803-1814. Les fourchettes figurant dans le tableau 3 du texte résument l’ensemble de ces indicateurs.

409Cela étant, il est possible de ne pas se contenter de cas quatre possibilités considérées comme équivalentes. Cela, grâce à deux remarques. D’abord, les tables nationales issues du Pas-de-Calais et celles issues de Vendôme devraient être identiques si l’hypothèse de constance spatiale des rapports des chances relatives était satisfaite et s’il n’y avait pas d’aléas : on peut en effet considérer que par rapport aux mariages s’étant conclus sur la France entière, ceux du Pas-de-Calais et ceux de Vendôme forment deux échantillons, et qu’à ce titre, sans être réellement aléatoires (mais le choix de ces deux territoires, lui, peut être vu comme tel), ils en donnent une vue entachée d’erreurs. Toute combinaison des deux tables nationales issues du Pas-de-Calais et de Vendôme est alors envisageable, car elle sera de meilleure « qualité », d’une part parce que fondée sur un échantillon plus important, d’autre part parce que les deux territoires sont socialement distincts. Cela conduit donc à retenir une combinaison des deux tables plutôt que chacune séparément. Deux raisons militent pour que, dans cette combinaison, la table construite à partir du Pas-de-Calais ait un poids supérieur à la table construite à partir de Vendôme : d’une part, quand on fait ces deux constructions pour 1803-1814, la première construction est deux fois plus proche de la table effectivement observée que la seconde, ce qui laisse supposer qu’au XVIII^e siècle aussi elle est plus précise ; d’autre part, le nombre de mariages est beaucoup plus élevé dans le Pas-de-Calais qu’à Vendôme, ce qui a pour conséquence un aléa plus faible. Les rapports de précision et de taille d’échantillon conduisent à retenir une combinaison linéaire où la table construite à partir du Pas-de-Calais entre pour 70 % et celle construite à partir de Vendôme pour 30 %. Comme on peut faire cet exercice soit avec les tables ayant leurs marges estimées soit avec celles avant les mêmes marges que la période 1803-1814, on aboutit ainsi à deux tables- combinaisons linéaires possibles. Quand on les examine et les compare, on est conduit à conclure que celle qui a les mêmes marges paternelle et filiale que celles de 1803-1814 est plus « plausible ». Et c’est alors cette table – « 70 % de la construction issue du Pas-de-Calais et 30 % de celle issue de Vendôme, dans les deux cas avec les marges de 1803-1814 » – qui est baptisée de « table construite préférée » dans le tableau 3 du texte. Il n’est pas sûr que l’hypothèse de constance spatiale des rapports des chances relatives soit vérifiée, mais même si elle ne l’est pas c’est probablement à peu près, de sorte que cette « construction préférée » est sans doute proche de la « réalité », c’est-à-dire de la table de mobilité sociale portant sur la France pour 1760-1789 – du moins si les marges paternelle et filiale de 1760-1789 ont été identiques à, ou au moins proches de celles de 1803-1814.

410Toute cette démarche peut aussi être appliquée à la période précédente, 1745-1759, mais elle aboutit sans doute à des résultats un peu moins « plausibles », puisqu’on s’est éloigné de l’Empire.

411Enfin, pour apprécier la qualité de ces constructions, la même démarche a été conduite pour la période de l’Empire elle-même. En effet, puisqu’on dispose pour à peu près cette période des tables du Pas-de-Calais (sur 1790-1814) et de Vendôme (1790-1809), on peut les caler sur les marges (observées) de la table de l’Empire (1803-1014), puis retenir la combinaison 70 % / 30 %, et comparer cette construction à la table elle-même, puisqu’elle est connue. La différence sera une mesure de la qualité de la construction pour l’Empire, et donc vaudra indirectement pour le XVIII^e siècle.

Nomenclatures adaptées à l’étude de l’origine sociale des élites et des notables

412Deux nomenclatures sont utilisées, la première axée sur les ordres, la seconde sur les positions sociales.

Estimation de l’origine sociale des généraux

442L’estimation de l’origine sociale des généraux pose deux problèmes différents : le premier, lié au fait que l’origine n’est pas connue pour tous les généraux, le second, lié à la nomenclature très regroupée qu’a retenue Georges Six. Voyons successivement ces deux problèmes.

Les militaires

447On suppose d’abord que tous les généraux d’origine noble et dont le père est « militaire » ont en fait un père officier. Cela n’offre aucune difficulté. Ils sont 246 sur 389 généraux d’origine noble dont la position précise du père est connue (tableau D de l’annexe de Georges Six, p. 319).

448Reste donc à partager les origines militaires pour les généraux roturiers. Pour cela, dans son chapitre 3 (p. 37-55), Georges Six fournit des éléments importants sur l’origine des généraux – non pas leur origine sociale mais leur « nature » en quelque sorte : il y en a de quatre types : les « généraux issus de l’ancienne armée ou n’ayant jamais appartenu à un corps de volontaires nationaux » (1 243) ; les « généraux des corps de volontaires nationaux, de la garde nationale ou des bataillons de réquisition » (337) ; les « généraux ayant servi d’abord sous l’ancienne armée royale ou dans une armée étrangère puis dans les corps de volontaires » (477) ; enfin, les « généraux d’origine étrangère » (190). Le total, à un près (d’origine inconnue), fait bien 2 248 (il faut admirer la précision de Georges Six). Et il décrit de façon très détaillée la composition de chacune de ces quatre natures, de sorte qu’en se fondant sur ce détail, on peut faire des hypothèses raisonnables (et différentes à chaque fois) quant au nombre de ces généraux très finement décrits qui sont issus d’un père officier. Voici, à titre d’exemple, ce qui peut être supposé pour la première « nature », la plus importante (1 243 généraux sur 2 248), à partir de ce que Georges Six en dit. Il identifie ceux qui appartenaient à l’armée royale avant la date de la convocation des États généraux (1 023 sur 1 243), puis sur ces 1 023, il enlève les 87 ayant appartenu à la marine pour bien cerner les 936 généraux de cette nature qui n’ont jamais servi que dans l’armée de terre. Il repère alors ceux qui ont fait des Écoles militaires préparatoires, les cadets gentilhommes, etc. Et il est amené à conclure qu’« on peut dire sans craindre de se tromper que plus du tiers de ces 936 généraux avaient fait de véritables études de préparation militaire » (p. 40). Je me suis fondé sur cette conclusion pour estimer, compte tenu des conditions d’accès sous l’Ancien Régime à ces « véritables études de préparation militaire », que de l’ordre de la moitié des généraux de cette première nature pouvaient avoir un père officier. Pour les trois autres natures de généraux, j’ai procédé de façon analogue, toujours à partir des analyses de Georges Six (mais en les extrapolant). Au total, j’ai abouti à une estimation de l’ordre de 800 généraux (sur les 2 248) qui pouvaient avoir un père officier.

449À partir de ces deux éléments intermédiaires (pour tous les généraux d’origine noble dont le père était militaire, le père était officier ; et de l’ordre de 800 généraux, au total – sur les 2 248 – avaient un père officier), ce n’est plus qu’une question de calcul. On en déduit que sur les 167 généraux roturiers d’origine connue ayant un père « militaire » (tableau E, p. 320, de Georges Six, cité dans le texte), pour 41 ce père était officier, et pour 126 il était non officier. En fait, le partage final entre père officier et père non officier est peu sensible aux éléments intermédiaires précédents. À titre d’illustration, si, au lieu de 800 généraux de père officier, on en retenait 700 seulement, le calcul conduirait au partage final, 31 généraux roturiers de père officier et 136 généraux roturiers de père non officier, ce qui ne change que de 10 personnes.

Les commerçants et fabricants

450La séparation des généraux roturiers d’origine « commerçants et fabricants » (ils sont 279 dans le tableau E, p. 320, de Georges Six, cité) en généraux d’origine « haute » (gros commerçants, négociants, industriels, etc.) et généraux d’origine « moyenne » (petits commerçants ou gros artisans) est elle aussi assez fragile. Je me suis fondé sur ce que dit Georges Six de la position des généraux avant leur entrée dans l’armée (p. 31). Les généraux qui, avant d’entrer dans l’armée, étaient eux-mêmes « commerçants ou fabricants » sont répartis par Georges Six en gros et petits, et j’ai retenu cette partition pour séparer les origines sociales, l’idée étant qu’il y a peu de chances qu’une personne soit en début de vie « gros » commerçant, industriel ou négociant si ses parents ne le sont pas : il y a donc une concordance (et j’ai supposé qu’elle allait à l’égalité) entre non pas l’origine sociale et les débuts en général, mais, dans le cas où les deux sont « commerçants ou fabricants », dans le partage entre gros et petit. C’est, je pense, admissible. 13 sur 37 des généraux débutant comme « commerçants ou fabricants » peuvent être considérés, à partir de la description de Georges Six, comme des « gros », soit 35,1 % et c’est cette répartition que j’ai utilisée pour le partage des origines. Il en résulte que sur les 279 généraux roturiers de père « commerçant ou fabricant », pour 98 cette origine est haute (« gros » commerçant, industriel, négociant, etc.) et pour 181 elle est moyenne.

Bilan

451À l’issue de toute cette démarche il est possible de traduire dans notre nomenclature du début de cette annexe les origines des généraux roturiers répartis par Six dans son tableau E (que j’ai cité dans le texte). Pour les deux catégories « militaires » et « commerçants et fabricants » on retient les distinctions faites à l’instant. Pour les autres on les transfère dans les intitulés qui se rapprochent de ceux de Six. Il en résulte le tableau suivant, portant sur les origines connues des généraux roturiers :

452On aura noté que le poste employé n’est pas renseigné, parce que Six a présenté un seul poste « Fonctionnaires ou assimilés », qui contient peut-être des employés, mais que j’ai entièrement placé dans les « fonctions supérieures administratives ». En ce sens, l’importance de la bourgeoisie dans ces origines se trouve peut-être un peu majorée (mais c’est sûrement du second ordre).

Estimation de l’origine sociale des anoblis sous l’Empire

453Le livre de Natalie Petiteau contient, p. 61 et 77-81 et dans ses tableaux 1,2 (p. 449) et 22 et 23 (p. 469-472) l’essentiel de ce qui est utile pour appréhender l’origine sociale des nobles d’Empire.

454Voici comment l’estimation se déroule. Natalie Petiteau commence par décompter les notices de l’Armorial du Premier Empire, qui « révèle 3 224 anoblissements de Français laïcs » ; sur cet ensemble, 152 fiches ont été trop imprécises pour être exploitées (p. 61). Restent donc 3 072 fiches. Sur ces 3 072, 676 correspondent à des « nobles refaits » et c’est cette proportion 676 / 3 072 qui est égale à 22 % de nobles d’Ancien Régime.

455Parmi les autres (c’est-à-dire, donc, les anoblis d’origine roturière), 871 seulement (soit 36,4 %) ont une origine sociale connue, ce qui cette fois-ci et au rebours des cas précédents, est très peu. Ceci confère à tous les résultats suivants une grande fragilité (notamment au redressement). Conduisons cependant les calculs.

456Natalie Petiteau a codifié les origines connues en tenant compte des nomenclatures adaptées au XIX^e siècle (en particulier celle d’Adeline Daumard), et elle obtient (c’est son tableau 22, p. 469) la répartition suivante (où le premier poste signifie qu’il y a eu des pères et des fils anoblis) :

457Les origines inconnues sont si nombreuses (1 525 sur 2 396 nobles d’origine roturière, soit presque les deux tiers), et sans doute si typiques qu’il est impossible de ne pas en tenir compte. Mais comment ? Quel que soit le soin apporté, le résultat sera si incertain que j’ai choisi de répondre à cette question de deux façons entièrement indépendantes, en espérant qu’elles conduiront à des résultats compatibles. La première façon reprend la démarche de Natalie Petiteau, en l’ajustant : il s’agit de « redresser » les données de la manière la plus plausible possible. La seconde, baptisée « reconstitution structurelle », part d’un tout autre point de vue, baptisé « reconstitution structurelle » que je développerai ci-dessous.

Première façon de tenir compte des non-réponses : redressement

458Commençons par écarter deux solutions qui peuvent venir à l’esprit.

459On pourrait d’abord espérer que les 871 réponses soient représentatives de l’ensemble des 2 396 nobles d’Empire (« nobles refaits » exclus) du corpus de Natalie Petiteau. Ce serait une première façon de tenir compte des non réponses, façon très particulière puisqu’en réalité dans cette solution on les ignore. Si l’on pensait que cette hypothèse est juste, il serait facile d’estimer la structure des origines sociales : elle serait tout simplement égale à la répartition présentée à l’instant sur les connues. Mais elle serait sûrement erronée car les « non réponses » ne sont pas « n’importe quoi » ; en particulier il y a certainement beaucoup d’origines populaires, ou vagues, ou imprécises, qui, pour ces motifs précisément, n’ont pas été enregistrées [112]. On pourrait alors – seconde solution – pousser cette dernière idée à son extrême et supposer que toutes les non-réponses sont, en fait, des origines populaires. Si l’on juge que dans la répartition des réponses il y a 78 origines populaires (maîtres des métiers, compagnons, ouvriers, domestiques et paysans), on ajouterait dans ce cas à ces 78 le nombre de non-réponses (1 525) et on calculerait la structure sur ces nouveaux effectifs. Mais cette supposition est, elle aussi, et dans l’autre sens, beaucoup trop radicale, et certainement fausse.

460En réalité, les non réponses sont en quelque sorte intermédiaires entre ce qu’elles sont supposées être dans ces deux premières (mauvaises) solutions, et ce qui serait capital ce serait d’avoir une information sur elles. Or Natalie Petiteau a constitué un échantillon représentatif de 31 anoblis, qu’elle utilise pour les différents aspects de sa thèse, et sur lesquels elle a regardé les origines sociales très précisément. Dans son échantillon de 31 personnes, neuf avaient une origine inconnue (au sens de l’Armorial) et elle a pu en fait déterminer cette dernière à l’issue de cette recherche très précise : 4 sur 9 étaient en fait sûrement d’origine bourgeoise, 3 sur 9 sûrement d’origine populaire, et pour 2 sur 9 on peut hésiter car l’un avait un père « sous-officier » et l’autre un père « chapelier ». Par extrapolation, cela donne une information sur les 1 525 origines inconnues, information évidemment très fragile puisqu’elle est bâtie sur un très petit échantillon, mais c’est mieux que rien.

461Précisément, Natalie Petiteau a utilisé cette information de la façon suivante : elle a additionné, dans la répartition précédente des origines connues, les postes 2 à 6, les qualifiant de bourgeois ; cette addition se monte à 766 personnes et elle lui a ajouté 4/9^e des inconnues, pour arriver à un total de 1443 bourgeois, soit une proportion de 1443 / 2396 : 60,2 % de bourgeois parmi les nobles d’Empire roturiers. Cette proportion figure p. 78 de son ouvrage. Elle en a déduit par soustraction ce qu’elle appelle les anoblis d’origine populaire, soit 2 396 - 1 443 = 953, ce qui représente la proportion de 953 / 2396 = 39,8 % de populaires parmi les roturiers et 953 / 3072 = 31,0 % de populaires parmi l’ensemble (en tenant compte des nobles refaits). Ce sont ces deux proportions qui figurent p. 79 (avec la note explicative 3). Or il y a là une faute de raisonnement qui tient à ce que ses « non bourgeois » du départ contiennent non seulement les couches populaires en effet (codes 7 à 9), mais aussi, les anoblis d’origine noblesse d’Empire (code 1), qui, eux, ne sont pas du tout populaires. De sorte que la différence entre le total et les nobles d’origine bourgeoise n’est pas les nobles d’origine populaire. La considérer comme telle conduit à majorer indûment la proportion de nobles d’origine populaire dans son résultat. En réalité, il ne faut pas, dans ce genre de raisonnement, introduire de soustraction, toujours source d’ambiguïté ou d’erreur.

462Il faut donc reprendre la démarche de Natalie Petiteau, qui est très bonne dans son principe, mais en l’appliquant de façon exacte. Je propose donc de raisonner ainsi.

463Reprenons, pour commencer, les 9 anoblis de son échantillon qui étaient d’origine inconnue et dont elle a réussi à trouver l’origine. 4 étaient fils d’avocat ou de notaire, donc venaient de la bourgeoisie (et même de la bourgeoisie restreinte) ; ensuite, 3 d’entre eux étaient effectivement d’origine populaire ; restent les deux derniers. Le calcul de Natalie Petiteau revient implicitement à les considérer comme d’origine populaire. Cela me semble discutable. Dans le présent travail, j’ai considéré que les sous-officiers appartenaient, non pas aux couches populaires, mais à la « bourgeoisie au sens très large ». D’autre part, pour le noble dont le père était « chapelier » on peut, là, hésiter entre le considérer comme d’origine populaire ou comme d’origine petite bourgeoise. Cette hésitation va se traduire par deux variantes : si on le suppose populaire, les non réponses doivent être réparties en 5/9^e d’origine bourgeoise au sens très large et 4/9^e d’origine populaire ; et si on le suppose comme artisan ou commerçant, les non réponses doivent être réparties en 6/9^e d’origine bourgeoise au sens très large et 3/9^e d’origine populaire. Il faut maintenant préciser les réponses auxquelles les effectifs résultant de l’application de ces proportions aux non-réponses vont être additionnés. Je retiens la supposition de Natalie Petiteau d’exclure de tout le calcul le premier poste, les 27 anoblis qui sont d’origine noblesse d’Empire. Ils seront réintégrés en fin de démarche. Pour le partage des autres réponses entre bourgeois et populaires, on peut hésiter : soit retenir le partage de Natalie Petiteau : les postes 2 à 6 sont bourgeois, les postes 7 à 9 sont populaires ; soit inclure dans les bourgeois, car ils sont susceptibles d’appartenir en fait à la petite bourgeoisie, les « maîtres des métiers », auquel cas ce sont les postes 2 à 7 qui sont bourgeois et les postes 8 et 9 qui sont populaires. Cela fournit deux variantes sur le partage des réponses. Combinées aux deux variantes sur la façon de répartir les non réponses, cela fait au total quatre variantes. Mais compte tenu des effectifs en cause (en fait de l’énormité des non réponses), les deux variantes sur le choix du partage bourgeois/ populaires parmi les réponses n’a pas beaucoup d’importance : ce sont les deux variantes sur la structure de répartition des non réponses qui, en revanche, aboutissent à des résultats assez différents.

464Tous calculs faits, les résultats de chacune des quatre variantes figurent dans le tableau ci-dessous A4.1.

465La proportion de nobles d’Empire qui sont des nobles refaits est évidemment la même dans les quatre variantes, 22,0 %, puisque le redressement des non réponses ne porte que sur les nobles d’Empire d’origine roturière. La proportion de nobles d’Empire d’origine populaire varie, selon les variantes, de 24,6 % à 18,1 %. Son complément à 78,0 % (100 - 22) représente la proportion de nobles d’origine bourgeoise au sens très large ; elle varie donc de 53,4 % à 59,9 %. Si l’on se concentre sur la seule bourgeoisie restreinte, la proportion varie, selon les variantes, de 47,3 % à 53,2 %. Ainsi toutes ces proportions (sauf celle de nobles refaits) sont à quelques points près, peut-être de l’ordre de six points. Et encore n’est-on pas sûr que l’on a là des résultats proches de la « vérité », tant la répartition des très nombreuses non réponses repose sur une information issue d’un échantillon minuscule.

466D’où la nécessité d’une seconde démarche, qui envisage le sujet d’une toute autre façon, la « reconstitution structurelle ».

Compléments sur les notables (membres des collèges électoraux d’arrondissement et de département)

479Deux sujets différents sont traités ici : d’abord une estimation de la position (effectifs et fortune moyenne) en 1810 des notables de 1810 ; puis, pour ceux qui étaient « déjà entrés dans la vie » (ayant au moins vers 20 ans) en 1789, une estimation du croisement de leurs positions en 1810 et en 1789.

Reconstitution de la table de mobilité complète croisant, pour les notables de 1810 « déjà entrés dans la vie » (ayant au moins vers 20 ans) en 1789, leurs positions en 1789 et en 1810

482Louis Bergeron et Guy Chaussinand-Nogaret ont publié les effectifs de beaucoup de cases de cette table de mobilité, sous forme de pourcentages ligne ou colonne, et il est assez facile de reconstituer, dans ce cas, les effectifs correspondants.

483Pour les autres cases de la table on ne dispose que d’éléments indirects ou d’aucun élément. Mais il faut tirer parti, outre de ces quelques éléments, du fait que, par définition, dans les tables de mobilité, la somme des lignes est égale à celle des colonnes. Plus précisément, et sans entrer absolument dans tout le détail, j’ai reconstitué les cases manquantes à partir des trois raisonnements successifs suivants :

4841. J’ai obtenu des maxima pour un certain nombre de cases horizontales de la ligne Agriculteurs et verticales de la colonne Agriculteurs, par soustraction entre les totaux et les éléments sûrs respectifs de cette ligne et de cette colonne.

4852. Pour la ligne Étudiant en 1789, j’ai appliqué le taux observé pour les commerçants et artisans (3,26 %) aux cases Propriétaires, Agriculteurs et Administrations locales inférieures ; j’ai appliqué, en revanche, à la case Autres le pourcentage moyen observé sur les cases Administrations civiles, Officiers, Professions libérales, soit 12,11 %. Pour la ligne Autres j’ai appliqué le taux observé dans les cases Professons libérales Commerçants et artisans, soit 1,17 %, aux cases inconnues, c’est-à-dire Propriétaires, Agriculteurs et Administrations locales inférieures. Ensuite, j’ai estimé la case des immobiles Autres (ligne et colonne Autres) de façon que le pourcentage d’immobiles soit celui moyen observé pour les Administrations civiles, les Officiers, les Professions libérales, le Commerce et l’Artisanat., soit 52,98 %. Et, enfin, j’ai estimé les trois cases colonne Autres et ligne Propriétaires, Agriculteurs et Administrations locales inférieures en retenant pour chacune le taux moyen des Autres sur l’ensemble de la table (soit 4,56 %) et en ajustant les trois estimations ainsi obtenues pour que leur somme soit égale à 1081 (contrainte imposée par la table elle-même). Par ailleurs j’ai fixé à 0 quelques cases concernant les non officiers (cases dont la valeur est de toute façon sûrement nulle ou très faible). À part ce dernier cas, tous ces calculs du deuxième temps ont donc eu pour objet d’estimer les cases inconnues des Étudiants et des Autres en ligne, et des Autres en colonne.

4863. Il restait, à l’issue des deux précédentes étapes, huit cases inconnues, qui mettaient en jeu les Propriétaires, les Agriculteurs et les Administrations locales inférieures. J’ai, pour les remplir, formulé deux hypothèses : a) la première, de peu d’importance : que la répartition des deux cases inconnues ligne Agriculteurs ou ligne Administrations locales inférieures et colonne Administrations locales inférieures était proportionnelle à la répartition marginale ; ceci a permis de répartir un effectif très faible, 656 personnes, en 447 et 209 ; b) seconde hypothèse, plus importante : j’ai admis que, une fois tenu compte de toutes les cases connues, l’immobilité des agriculteurs était maximale ; les six cases encore inconnues se déduisaient alors nécessairement de cette hypothèse.

487Au total, la table détaillée que j’ai reconstituée contient 15 lignes et 14 colonnes (elle n’est pas carrée parce que, en ligne, figure une ligne Étudiants en 1789, qui n’a pas lieu d’être en 1810), soit, au total, 210 cases. 169 ont une valeur sûre, et 41 ont dû être estimées. La valeur de 14 de ces cases résulte de la première étape ; la valeur de 19 autres résulte de la deuxième étape ; la valeur de 8 résulte de la troisième étape. Ainsi la valeur de la très grande majorité des cases (169 sur 210, soit 80 %) est-elle sûre car résultant de calculs faits à partir du livre de Louis Bergeron et Guy Chaussinand-Nogaret. Si au lieu des cases, on regarde les effectifs pour environ 36 000 sur 55000 notables, soit à peu près deux tiers, il n’y a pas d’incertitude ; pour les 19 000 autres, les effectifs ont été estimés (et sont donc imprécis, plus ou moins), soit environ le tiers.

488Il est facile, à partir de la table détaillée ainsi reconstituée, de procéder à tous les regroupements souhaités. J’en présente deux, différents : d’abord la table de mobilité en huit postes, reposant sur les grandes catégories de Louis Bergeron et Guy Chaussinand-Nogaret (tableau A4.2, ci-dessous). Puis la table en deux postes, fondée sur le clivage bourgeois/ non bourgeois (tableau 7 du texte).