Introduction
À l’origine, la cuisine professionnelle s’est construite comme un espace masculin (Drouard, 2004, p. 36), les femmes étaient écartées de cet univers jugé dangereux et viril. Avec les progrès techniques, l’argument de la force physique utilisé pour les exclure a progressivement perdu de sa pertinence (Bourelly, 2010). Malgré cela, la répartition des rôles dans la restauration reflète toujours des inégalités de genre. En 2020, les femmes composaient 49,3 % de l’effectif des salariés de l’hébergement-restauration, répartis entre la salle pour deux tiers d’entre elles, et un tiers en cuisine pour le dernier tiers (Pierre-Brossolette et al., 2023).
Dans ce contexte, où les fonctions sont structurées par l’historique de la profession, les rapports de genre et les conditions de travail, les manifestations de sexisme font partie intégrante des quotidiens des femmes. Longtemps invisibilisées, ces expériences résonnent désormais plus largement dans l’espace public. Des mouvements comme #MeToo ont permis de libérer la parole et montrent la prise de conscience accrue des inégalités de genre, y compris dans des contextes professionnels. Cette étude s’inscrit dans ce contexte, en enquêtant dans le secteur de la restauration qui a, lui aussi, entamé le chemin de libération de la parole avec l’apparition de comptes Instagram® tels que @jedisnonchef. Finalement, la restauration étant un secteur employant une importante diversité de salariés, souvent jeunes, précaires et/ou en reconversion (Simo, 2014), elle devient un terreau favorable à l’expression d’inégalités genrées. Considérant le peut de recherches sur le sexisme dans la restauration, cet article vise à pallier cette lacune en posant la question suivante : « Quels sont les effets du sexisme sur les professionnelles de la restauration ? »
Cadre théorique
Le sexisme ambivalent dans les environnements professionnels
Le Haut Conseil à l’Égalité entre les Femmes et les Hommes (Pierre-Brossolette et al., 2023) définit le sexisme comme « une idéologie qui repose sur le postulat de l’infériorité des femmes par apport aux hommes, d’une part, et d’autre part, un ensemble de manifestations des plus anodines en apparence (remarques) aux plus graves (viols, meurtres). » Présent dans toutes les sphères de la société, il est particulièrement visible dans le monde professionnel où seulement 20 % de la population estime que les femmes et les hommes sont traités de manière équitable (Pierre-Brossolette et al., 2023). Il y prend des formes variées, allant des micro-agressions aux discriminations systémiques, il influence la place des femmes dans les organisations et peut avoir de graves conséquences sur leur santé mentale et physique (Thurston & Miller, 2019 ; Salmona, 2023).
En 1996, Glick & Fiske distinguent deux types de sexisme : le sexisme hostile et le sexisme bienveillant. Le premier se manifeste par des attitudes et des croyances négatives envers les femmes, des sentiments d’hostilité, de mépris et de dédain et est souvent associé à des comportements discriminatoires et à des violences envers les femmes (Glick & Fiske, 1996). Celui-ci est responsable de nombreux biais négatifs envers les femmes. Elles sont plus souvent victimes de jugements dépréciatifs et perçues comme moins compétentes, réduisant leurs chances d’embauches ou d’accès aux postes de direction (Christopher & Wojda, 2008 ; Fox et al., 2017 ; Tonoyan et al., 2024). Il est aussi responsable d’une acceptation plus marquée des inégalités salariales de genre (Connor & Fiske, 2019), de croyances justifiant les avantages des hommes dans le travail et d’une préférence pour des figures masculines d’autorité (Feather & Boeckmann, 2007 ; Rudman & Kilianski, 2000).
La seconde forme de sexisme développée par Glick et Fiske (1996) est le sexisme bienveillant. Celui-ci se caractérise par des attitudes apparemment positives envers les femmes, mais qui sont en réalité paternalistes. Il s’appuie sur des ensembles de croyances selon lesquelles les femmes devraient être protégées, chéries et soutenues, contribuant ainsi à renforcer les stéréotypes de genre. Cette forme de sexisme est souvent perçue comme positive par le porteur de l’idée (Glick & Fiske, 2001), cependant elle renforcerait l’assignation des femmes à des rôles stéréotypés, limiterait leur autonomie et les écarterait des positions d’autorité ou de décision (Hideg & Ferris, 2016). Elles sont considérées comme convenant davantage à des postes conformes aux stéréotypes de genre, de surcroît lorsque leurs attitudes s’accordent à ces mêmes stéréotypes, celles qui les transgressent sont quant à elles sanctionnées (Mazzurega et al., 2019 ; Rudman & Glick, 2001).
Au travail, le sexisme se manifeste de diverses manières : avances sexuelles, agressions physiques, commentaires déplacés, blagues sexistes, allant jusqu’à une exposition forcée à de la pornographie comme le documente The Everyday Sexism Project (2024). Ces formes de sexisme ont des impacts sur la psyché des individus, en modifiant leurs propres perceptions d’eux-mêmes. Les femmes vont parfois alors nourrir un sentiment d’illégitimité, une perception réduite de compétence, leur confiance en elle peut diminuer et elles auront une plus grande difficulté à se projeter dans des fonctions valorisées (Tougas et al., 2009 ; Dumont et al., 2010 ; Vescio et al., 2005). C’est donc dans cette perspective qu’il nous semble pertinent d’intégrer une réflexion sur l’estime de soi.
Une construction influencée par les rapports de genre : l’estime de soi
L’estime de soi est définie comme « l’évaluation qu’un individu fait de sa propre valeur, c’est-à-dire son degré de satisfaction de lui-même » (Harter, 1998, p. 58). Elle peut osciller de la valorisation à l’autodépréciation (Oubrayrie, de Léonardis & Safont, 1994) et qui influence la motivation, la stabilité émotive, la gestion efficace des conflits et du stress, le bonheur, la performance et enfin à la satisfaction au travail (Pierce & Gardner, 2004).
C’est une construction sociale qui se forme en partie à travers les interactions sociales, les expériences juvéniles, les opinions et les jugements des autres, elle est contextuellement sensible (Doré, 2017 ; Bontour, 2015 ; Genoud, 2008 ; Kernis, 2005). Elle constitue un facteur positif de développement lorsqu’elle est suffisamment élevée (Orth & Robins, 2014 ; Salmela-Aro & Nurmi, 2007), mais est aussi très sensible aux retours interpersonnels négatifs qui peuvent la faire baisser et altérer l’humeur (Park & Crocker, 2008).
Son développement est genré. Les femmes ont tendance à présenter une estime de soi plus faible que les hommes dès l’adolescence (Orth et al., 2010). Cela s’explique en partie par la stigmatisation sociale et les expériences répétées de discrimination (Schmitt et al., 2014) qui ne motivent pas les femmes à réaliser leur plein potentiel (Stein et al., 1990). Cela peut avoir des conséquences négatives sur leur santé, en augmentant leur probabilité de présenter des symptômes dépressifs, de l’anxiété, et une vulnérabilité accrue aux problèmes de santé physique (Pascoe & Richman, 2009).
Ce phénomène devient préoccupant dans les milieux professionnels sexués, comme celui de la restauration, où les stéréotypes de genre semblent profondément enracinés. Les femmes, confrontées à des standards sexistes ou paternalistes, cultivent plus facilement un sentiment d’illégitimité ou d’incompétence intériorisé (Dardenne et al., 2007 ; Dumont et al., 2010). L’estime de soi s’apparente alors à un indicateur de bien-être subjectif au travail, influençant non seulement l’engagement, mais aussi la capacité à se projeter dans des fonctions valorisées, comme le leadership (Fedi & Rollero, 2016).
La satisfaction au travail : entre conditions objectives et perceptions subjectives
Il parait alors nécessaire d’examiner la satisfaction au travail en tant qu’indicateur central du bien-être organisationnel et comme reflet des inégalités vécues au quotidien par les femmes dans le monde professionnel.
La satisfaction au travail, définie comme « l’état émotionnel agréable ou positif résultant de l’évaluation faite par une personne de son travail ou de ses expériences de travail » (Locke, 1976, p. 1300) repose sur un jugement personnel subjectif influencé par les attentes individuelles et les conditions de l’environnement professionnel. Ce concept multidimensionnel englobe des facteurs à la fois organisationnels, relationnels et individuels (Judge & Klinger, 2008 ; Judge et al., 2017) influencés par l’autonomie, le salaire, l’équilibre entre vie professionnelle et vie privée ou encore les relations avec les collègues (Judge & Bono, 2001 ; Ducharme & Martin, 2000 ; Flanchec et al., 2015). Lorsque les employés sont satisfaits de leur travail, leur santé et bien-être psychologique sont améliorés, tout comme leurs performances (Faragher et al., 2005 ; Judge & Bono, 2001). Le turnover et le nombre d’absences au travail se voient alors décroître (Harter et al., 2002). À l’inverse, des conditions de travail défavorables peuvent diminuer la motivation des employés (Tietjen & Myers, 1998) et influencer négativement le bien-être au travail et la santé (Robone et al, 2008 ; Lagabrielle et al., 2011).
Parmi les facteurs d’insatisfaction au travail chez les femmes, le harcèlement sexuel occupe une place centrale (Willness et al., 2007). Les employées qui en subissent déclarent un niveau plus faible de satisfaction au travail, d’engagement organisationnel et de performance professionnelle (Chan et al., 2008). Cependant, il ne consiste qu’en l’expression la plus visible du sexisme dans le milieu professionnel. D’autres formes plus insidieuses, telles que les micro-agressions, les attitudes paternalistes ou les remarques stéréotypées, produisent des effets tout aussi délétères par leur répétition, invisibilisation et banalisation (Basford et al., 2013 ; Swim et al., 2001). Lorsqu’ils sont fréquents et normalisés, ces comportements peuvent être autant préjudiciables que le harcèlement sexuel (Sojo et al., 2015). Ceux-ci sapent l’engagement organisationnel, augmentent les intentions de départ, et diminuent la satisfaction au travail (Fitzgerald et al., 1997 ; Cortina et al., 2001 ; Chan et al., 2008).
Problématique et hypothèses
Ainsi, le sexisme semble omniprésent dans les rouages du monde du travail. Ses effets ne se limitent pas à des comportements manifestes, ils s’ancrent dans les structures organisationnelles et les interactions quotidiennes, modelant la manière dont les individus qui en sont victimes se perçoivent et occupent leur place dans le monde du travail. Il est associé à une insatisfaction professionnelle accrue (Sojo et al. 2015), mais aussi à une altération de l’estime de soi (Major et al. 2004). Cependant, ces dynamiques restent encore peu explorées, dans des contextes professionnels spécifiques, comme celui de la restauration, où la division sexuée du travail, la précarité et les normes virilistes peuvent rendre les femmes particulièrement vulnérables à ces mécanismes.
Au regard de ces constats, ce travail aspire à répondre à la problématique suivante : « Dans quelle mesure le sexisme dans le secteur de la restauration affecte-t-il l’estime de soi et la satisfaction au travail des professionnelles ? » Ainsi, les hypothèses qui seront investiguées sont les suivantes :
- H1. Le sexisme vécu au travail influence négativement l’estime de soi.
- H2. Le sexisme vécu au travail influence négativement la satisfaction au travail.
- H3. Le sexisme hostile a un impact plus fort que le sexisme bienveillant sur l’estime de soi et sur la satisfaction au travail.
Méthodologie
Procédures
Pour répondre à cette problématique, nous avons adopté une méthodologie quantitative fondée sur l’administration de questionnaires standardisés mesurant trois variables principales : l’estime de soi, la satisfaction au travail, et le sexisme perçu. Les données sociodémographiques ont également été recueillies pour décrire l’échantillon et contrôler les analyses (voir Annexe 1 : Questionnaire).
Le questionnaire a été diffusé via les réseaux sociaux (Facebook®, Instagram®), des groupes de discussion sur le sujet de la restauration et des comptes engagés sur les questions féministes. Enfin, une grande partie des participantes a été recrutée grâce à la diffusion physique de flyers dans des établissements de restauration de Lyon et alentour.
Avant de répondre au questionnaire, les participantes recevaient des informations sur l’étude, ses objectifs et les conditions de passation : volontariat, anonymat, droit de retrait, et destruction des données après réalisation de l’étude. Le consentement éclairé était recueilli via une validation électronique. Les critères d’inclusion étaient l’identification au genre féminin, la maîtrise de la langue française ainsi que le fait de travailler dans un établissement de restauration.
Participantes
La collecte s’est déroulée du 5 avril au 24 mai 2025 via LimeSurvey. Sur les 213 réponses, 102 ont été retenues après filtrage des réponses incomplètes et selon le genre.
Les participantes sont âgées de 19 à 63 ans (M = 31 ans ; SD = 10.39) et cumulent en moyenne 8,34 ans (SD = 8.96) d’ancienneté dans le secteur pour 39,53 heures par semaine en moyenne (SD = 14.97). La majorité occupe un poste en salle (serveuse : 41.2 % ; cheffes de rang : 17.6 % ; maîtres d’hôtel : 14,7 %), un dixième sont cheffes de cuisine (11.8 %), et les autres fonctions représentent chacune moins de 5 % de la population. Elles sont pour 69.6 % en CDI, presque un quart est en CDD (13.7 %), les autres sont en contrat saisonnier, en apprentissage ou en intérim. Les niveaux de diplôme vont du brevet (1 %) au bac+5 (17.6 %), avec une majorité ayant un bac+3 (27.5 %) et un baccalauréat (26.5 %).
Matériel
L’estime de soi
Afin de mesurer l’estime de soi, nous utilisons la Self-Esteem Scale de Rosenberg (1965) composée de 10 items évaluant la considération pour ses propres valeurs, la satisfaction de soi et l’image de soi. Cette échelle a été validée auprès de diverses populations et cultures et est considérée comme un outil fiable (Vallières et Vallerand, 1990 ; Martín-Albo et al., 2007 ; Robins et al., 2001).
La satisfaction au travail
Ensuite, nous utilisons la Job Satisfaction Survey de Spector (1985), composée de 36 items évaluant 9 dimensions (salaire, supervision, conditions de travail, etc.) Elle a été validée sur une variété de populations et de cultures et a fait preuve d’une forte cohérence et fiabilité interne (Batura et al., 2016 ; Ogunkuade et al., 2018 ; Mokarami, 2013).
Le sexisme
Le sexisme ressenti sera ensuite évalué grâce à l’Experiences with Ambivalent Sexism Inventory de Salomon et al. (2020) composée de 28 times répartis en 4 dimensions.
Dimensions non pertinentes
Dans le cadre de notre étude, seules les dimensions interrogeant le sexisme bienveillant et hostile ont été conservées, celles portant sur l’intimité et l’hostilité hétérosexuelle n’étant pas pertinentes pour notre recherche.
Adaptation au contexte
L’adaptation au contexte de travail s’est faite en rajoutant au début de chaque question « Au travail… » conformément aux recommandations des auteurs qui souhaitaient permettre l’adaptabilité de l’échelle à des contextes spécifiques.
Processus de traduction de l’EASI
Cette échelle n’ayant pas encore été traduite en Français à notre connaissance, nous avons réalisé une traduction de l’Anglais vers le Français en suivant autant que possible la méthode B-TAMBiT, (Kante & al., 2020). Tout d’abord, la traduction de l’échelle a été réalisée séparément par deux traducteurs certifiés C1 en Anglais. À la suite de ces traductions, les deux versions ont été comparées et les divergences ont été corrigées collégialement. La version originale du questionnaire ainsi que la version française ont finalement été transmises à un ultime traducteur bilingue avec des connaissances sur l’objet de cette recherche et le milieu de la restauration pour une validation finale, afin d’assurer la fidélité sémantique et la cohérence avec le terrain étudié.
Traitement des données
Les données ont été extraites de LimeSurvey®, pseudonymisées puis analysées avec le logiciel Jasp® version 0.19.3. Les analyses descriptives des variables principales (Tableau 1) montrent un niveau moyen d’estime de soi de 2.25 (SD = 0.79) sur 5. Le sexisme perçu, noté sur 6, a une moyenne 3.79 et un écart-type de 1.38 suggérant une variabilité importante dans les réponses. La satisfaction au travail est relativement élevée (m = 3,63 SD = 0.744).
Tableau 1 : Statistiques descriptives des variables principales (N = 102)
| Variable | M | SD | Skewness | Kurtosis | Shapiro-Wilk | Shapiro-Wilk (p) |
| Estime de soi | 2.25 | 0.79 | 0.54 | –0.49 | .96 | .002 |
| Sexisme | 3.79 | 1.38 | 0.06 | –0.63 | .99 | .301 |
| Satisfaction au travail | 3.63 | 0.74 | 0.05 | –0.20 | .99 | .870 |
Les tests Shapiro-Wilk nous montrent que les distributions sont majoritairement normales à l’exception de l’estime de soi (p = .002) dont l’asymétrie reste modérée (skewness = 0.54 ; kurtosis = –0.49). Le sexisme (p = .30) et la satisfaction au travail (p = .87) quant à eux ne diffèrent pas significativement de la normalité. Ainsi, cela suggère que, dans l’ensemble, les variables respectent les conditions de normalité, à l’exception de l’estime de soi.
Toutefois, la déviation reste modérée et n’invalide pas l’usage de tests statistiques paramétriques, ceux-ci étant considérés comme robustes à de légères violations de la normalité, en particulier dans des échantillons de tailles suffisantes (n > 100) et lorsque l’asymétrie reste modérée (Lumley et al., 2002 ; Blanca et al., 2017). Leur standardisation en z-scores atténue encore l’impact de la distribution initiale sur les résultats (Field, 2013). Par ailleurs, cette asymétrie dans la distribution du score d’estime de soi peut également s’expliquer par des biais de présentation de soi, les outils mesurant l’estime de soi évaluant essentiellement l’estime de soi explicite (Baumeister et al., 1989), soit celle que les individus sont prêts à exprimer et afficher. Alors, l’usage d’items inversé peut ne pas être suffisant, ces items étant souvent rejetés de manière extrême (Forsman, 1993).
Fiabilité des échelles
La cohérence interne des échelles a été évaluée à l’aide du coefficient α de Cronbach, le coefficient ω de McDonald et le coefficient split-half. Les résultats sont présentés dans le tableau 2. Tous les résultats dépassent les seuils recommandés, indiquant une excellente fiabilité. Dans chacune de ces échelles, aucun item n’affecte négativement la fiabilité globale.
Tableau 2 : Cohérence interne des échelles
| Échelle | α de Cronbach | ω de McDonald | Split-half |
| Estime de soi | .87 | .88 | .91 |
| Sexisme total | .95 | .95 | .97 |
| Satisfaction au travail | .90 | .91 | .91 |
Ensuite, la cohérence interne des deux sous-échelles de sexisme a été évaluée grâce aux mêmes coefficients. Elles présentent une excellente cohérence interne et des corrélations inter-items élevées (voir Tableau 3). Ces niveaux de fiabilité dépassent les seuils recommandés pour les instruments utilisés en recherche appliquée, α ≥ .80 (Field, 2013), permettant ainsi l’utilisation de ces sous-échelles dans des analyses statistiques.
Tableau 3 : Cohérence interne des sous-échelles de l’échelle de sexisme
| Sous-échelle | α de Cronbach | ω de McDonald | Split-half | Corrélation inter-items moyenne |
| Sexisme bienveillant | .93 | .93 | .94 | .62 |
| Sexisme hostile | .96 | .96 | .96 | .73 |
Résultats
Nous avons dans un premier temps voulu tester l’influence du sexisme au travail sur l’estime de soi. Une corrélation de Pearson a été réalisée entre les scores standardisés de sexisme perçu et d’estime de soi et les résultats indiquent une corrélation négative significative, r (100) = -.43, p < .001. Une régression linéaire simple a ensuite été menée afin de déterminer si l’estime de soi était significativement prédite par le sexisme perçu. Les résultats du Tableau 4 nous indiquent que le modèle est significatif, F(1, 100) = 20.16, p < .001, et explique environ 17 % de la variance (R² = .17). Le coefficient standardisé indique un effet négatif du sexisme sur l’estime de soi, β = -.41, p < .001. L’indépendance des erreurs est respectée (DW = 2.36).
Tableau 4 : Régression linéaire simple : prédiction de l’estime de soi par le sexisme perçu
| Variable 1 | Variable 2 | r | n | p |
| Sexisme perçu | Estime de soi | –.43 | 102 | < .001 |
Nous avons ensuite testé l’influence du sexisme sur la satisfaction au travail. Une corrélation de Pearson indique une corrélation négative significative, r (100) = –.49, p < .001. La régression linéaire simple a ensuite été conduite pour évaluer si le sexisme perçu prédit significativement la satisfaction au travail. Le modèle est statistiquement significatif, F (1, 100) = 31.38, p < .001, et explique environ 24 % de la variance (R² = .24). Le coefficient de régression standardisé est également significatif et négatif (β = –.49, p < .001). Le test de Durbin–Watson (DW = 1.88) n’indique pas d’autocorrélation des résidus.
Tableau 5 : Régression linéaire : prédiction de la satisfaction au travail par le sexisme perçu
| Variable prédictive | B | β | t | p | IC 95 % | R² | F(1, 100) | Durbin–Watson |
| Sexisme perçu | –.39 | –.41 | 4.49 | < .001 | [–0.56, –0.22] | .17 | 20.16 | 2.36 |
Afin d’examiner si le sexisme hostile exerce un impact plus fort que le sexisme bienveillant sur l’estime de soi et la satisfaction au travail, deux régressions multiples ont été menées. Pour la satisfaction au travail, le modèle incluant les deux types de sexisme est significatif, F (2, 99) = 20.33, p < .001, et explique 29 % de la variance (R² = .29). Seul le sexisme hostile a un effet significatif sur la satisfaction (β = –.54, p < .001, IC95 % [–.76 ; –.32]), tandis que le sexisme bienveillant n’a aucun effet (β = –.00, p = .999). Pour l’estime de soi, le modèle est également significatif, F (2, 99) = 11.40, p < .001, avec un R² = .19. Cette fois, seul le sexisme hostile est significativement associé à une baisse de l’estime de soi (β = .39, p = .001, IC95 % [.16 ; .62]). L’effet du sexisme bienveillant reste non significatif (β = .06, p = .601). Ces résultats confirment l’hypothèse H3 : le sexisme hostile est un prédicteur significatif et robuste des variations d’estime de soi et de satisfaction au travail contrairement au sexisme bienveillant, qui semble avoir un impact négligeable dans ce contexte.
Tableau 6 : Effets du sexisme hostile et bienveillant sur la satisfaction au travail et l’estime de soi
| Variable dépendante | Prédicteur | β | p | IC 95 % | R² | F(2, 99) | p (modèle) |
| Satisfaction au travail | Sexisme hostile | –.54 | < .001 | [–.76, –.32] | .29 | 20.33 | < .001 |
| Sexisme bienveillant | –.00 | .999 | [–.22, .22] | — | — | — | |
| Estime de soi | Sexisme hostile | –.39 | .001 | [.16, .62] | .19 | 11.40 | < .001 |
| Sexisme bienveillant | .06 | .601 | [-.17, .30] | — | — | — |
Finalement, des analyses complémentaires ont été réalisées afin d’examiner si certaines caractéristiques sociodémographiques influençaient les scores d’estime de soi, de sexisme perçu ou de satisfaction au travail. Seulement deux effets significatifs ont été observés. Une corrélation de Pearson a révélé une relation négative entre l’âge et l’estime de soi, r (100) = –.22, p = .030, suggérant que les participantes plus âgées tendent à rapporter une estime de soi plus faible. De manière similaire, l’ancienneté dans le secteur de la restauration était également négativement corrélée à l’estime de soi, r (100) = –.25, p = .010.
Discussion
Analyse des résultats au regard des hypothèses
Cette étude confirme que le sexisme dans la restauration est une réalité qui touche beaucoup de professionnelles du secteur. Il affecte négativement l’estime de soi et la satisfaction au travail des femmes, validant en grande partie les hypothèses initiales (H1 ; H2 ; H3), tout en apportant des nuances qui méritent un approfondissement.
Le sexisme hostile est bien différencié du sexisme bienveillant (Glick & Fiske, 1996). Il semble être plus délétère pour les personnes qui en sont victimes, comme en témoigne son association plus marquée avec une faible estime de soi. De fait, l’exposition directe à des propos méprisants, du dénigrement ou des comportements d’exclusion active à cause du genre, entraine une atteinte du sentiment de compétence et de légitimité (Christopher & Wojda, 2008 ; Vescio et al., 2005).
En revanche, l’absence d’effet direct significatif du sexisme bienveillant soulève un point aveugle essentiel (H3) bien que cohérente avec certaines recherches (Dumont et al., 2010 ; Hideg & Ferris, 2016). Il semble que ses effets immédiats soient plus difficiles à capter par des outils de mesure autorapportés, peut-être par déficit d’identification de cette forme de domination (Brady et al., 2015 Hideg & Ferris, 2016). De fait, cette forme d’attitude discriminatoire s’exerçant sous un aspect apparemment valorisant, cela naturalise l’assignation à des rôles infériorisés et limite l’accès aux fonctions stratégiques (King et al., 2012 ; Mazzurega et al., 2019). Il pourrait ainsi avoir des effets plus diffus, différés, en affectant les trajectoires de carrière, l’intériorisation des rôles sociaux genrés, sans impacter directement la satisfaction ou l’estime à court terme. Le lien négatif observé entre ancienneté et estime de soi que nous avons pu observer pourrait être une de ces manifestations.
Les résultats montrent le rôle de l’estime de soi (H1) qui est un indicateur relativement sensible aux interactions sociales, à la reconnaissance perçue (Doré, 2017), et aux stéréotypes de genre (Dumont et al., 2010 ; Major et al., 2004). Ces effets ne relèveraient pas d’un processus individuel, mais d’une configuration sociale intériorisée (Risman, 2004). Alors l’estime de soi peut être comprise comme un indicateur de stratification sociale dans la mesure où elle refléterait la position symbolique assignée aux femmes dans l’ordre genré du travail. Cela suggère que la violence symbolique opère au-delà des ressources individuelles, confirmant l’idée d’un système genré (Acker, 1990 ; Dardenne et al., 2007).
Les résultats confirment l’hypothèse H2, en montrant que le sexisme est associé à une diminution significative de la satisfaction au travail. Celle-ci apparaît sensible aux tensions relationnelles ou au sentiment d’iniquité induit par les attitudes sexistes. Les environnements perçus comme discriminants nuisent au bien-être subjectif et à l’engagement (Chan et al., 2008 ; Sojo et al., 2015) et la banalisation de comportements stéréotypés contribue à un climat organisationnel délétère, défavorable à une expérience professionnelle positive (Swim et al., 2001 ; Basford et al., 2013).
Mise en perspective conceptuelle, limites et critiques méthodologiques
Cette recherche participe à la documentation des effets du sexisme sur les professionnelles d’un secteur peu exploré : la restauration. Les résultats suggèrent que les rapports sociaux genrés se traduisent directement dans l’expérience vécue au travail, notamment à travers une baisse de l’estime de soi et de la satisfaction au travail. Ce constat appuie l’idée que le sexisme ne se manifeste pas uniquement sous la forme de comportements individuels isolés, mais s’inscrit dans des dynamiques systémiques, structurées par des normes organisationnelles, des hiérarchies implicites et des habitudes relationnelles. En ce sens, ce travail contribue à renouveler les approches en psychologie du travail, en considérant le sexisme comme un déterminant majeur de la subjectivité professionnelle. Il invite à penser les organisations du travail comme des espaces façonnés par des rapports sociaux inégalitaires, souvent naturalisés.
Il convient néanmoins de souligner plusieurs limites à cette étude. Le cadre de mesure utilisé, fondé sur des questionnaires auto-administrés, limite l’analyse aux seules perceptions conscientes du sexisme. Il ne permet pas de saisir les processus implicites tels que l’autocensure, l’internalisation des normes de genre ou la régulation émotionnelle, pourtant centraux dans l’expérience ordinaire de la domination symbolique.
Ensuite, presque aucun effet significatif n’a été révélé lors des analyses des variables sociodémographiques sur les scores aux questionnaires. Seuls l’âge et l’ancienneté sont corrélés négativement à l’estime de soi, suggérant que le fait de vieillir ou de passer davantage de temps dans ce milieu professionnel peut être associé à une image de soi plus dégradée. Pourtant, la littérature suggère que les types de sexisme perçus, ainsi que leurs effets, peuvent par exemple varier selon les fonctions exercées (Fellay, 2009 ; Bourelly, 2010). Il est possible que l’absence d’effets significatifs dans les autres analyses soit en partie liée à la taille de l’échantillon, suffisant pour détecter des effets généraux, mais probablement trop modeste pour révéler des différences plus fines en fonction du poste, du type de contrat ou du genre du supérieur hiérarchique. De plus, la méthodologie transversale ne permet pas d’établir une relation causale directe entre les variables étudiées. Une étude longitudinale aurait pu permettre de mieux comprendre les dynamiques temporelles et l’étude des possibles effets d’autres variables telles que le soutien social, le climat éthique de l’établissement, ou les trajectoires professionnelles.
Ouvertures théoriques et perspectives de recherche
Au-delà des limites méthodologiques, cette étude ouvre des perspectives théoriques importantes. Elle appelle à intégrer une lecture intersectionnelle des effets du sexisme au travail. Les expériences ne peuvent être appréhendées de manière uniforme, car elles varient selon la position sociale, l’origine, le statut économique ou encore l’identité de genre et sexuelle. Des travaux récents (Lépinard & Mazouz, 2021) plaident pour une analyse croisée des systèmes d’oppression dans les contextes professionnels, ce qui permettrait de mieux comprendre les effets cumulatifs ou spécifiques du sexisme chez les femmes racisées, précaires ou LGBTQIA+. Cette perspective serait particulièrement pertinente pour des secteurs comme la restauration, où les inégalités sociales s’articulent étroitement avec les rapports de genre.
