Les erreurs d’une modélisation de la discussion politique par l’âge

Il est impossible de traiter simultanément les effets d’âge (cycle de vie), de période et de cohorte sans être confronté au problème de l’identification. Une manière de résoudre le problème est de faire comme si on privilégiait une approche théorique plutôt qu’une autre et de confronter les résultats obtenus par le modèle avec les données réelles. Le choix fait ici privilégie une lecture par l’âge des évolutions de la discussion politique, plutôt que d’adopter une approche par les cohortes (ce qu’on a fait dans le chapitre 3 des Citoyens qui Viennent[1]). Le modèle inclut également le sexe, la profession et le niveau d’études des individus, ainsi que les années d’enquêtes.

Discussion politique – les erreurs de l’approche par le cycle de vie

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Le modèle reproduit un effet de l’âge bien connu : il prend la forme d’un U pour la plupart des périodes analysées se traduisant par la forte implication des classes d’âge actives (entre 35 et 54 ans) tandis que les plus jeunes, à cause de la période de moratoire politique, et les plus vieux, avec leur mise à la retraite, se distinguent par leurs plus grandes chances de ne jamais discuter politique.

Pourtant, cette modélisation distord les données réelles. C’est particulièrement flagrant pour les deux premières périodes. Dans la période 1975-1980, le modèle par les effets d’âge prévoit une participation aux discussions politiques à peu près équivalente entre les différentes classes d’âge (entre 24,5 % et 27,5 % de chances d’être Non discutant), bien éloignée des données : les plus en retrait sont les plus âgés et surtout les moins de 35 ans sont les plus discutants. Cette distorsion entre les prédictions d’une forte participation des personnes d’âge mûr et des seniors et la réalité de leurs pratiques se retrouve dans la période 1981-1985. Le modèle semble un peu mieux rendre compte des données dans les périodes qui suivent. Si ce n’est qu’il minore fortement la participation effective des 45 54 ans entre 1996 et 2000 et des 45 64 ans en 2001 2005.

Derrière ces erreurs de modélisation, on peut suivre la progression de la carrière des cohortes mobilisées des baby boomers d’une part et des générations d’avant guerre en retrait d’autre part. Il faut se souvenir que les membres de la cohorte 1941 1950 ont entre 25 et 35 ans en 1975 et entre 55 et 65 ans en 2005.

Vincent Tiberj

[1] Vincent Tiberj, Les citoyens qui viennent, Paris, PUF, 2017.

Les relations entre cohortes et intérêt pour la politique

J’ai diagnostiqué un rapport différent à la politique des cohortes sur la base d’une question sur la fréquence des discussions politiques dans les Eurobaromètres[1]. Mais est-ce suffisant? La théorie de la mesure enjoint le plus souvent de disposer de plusieurs indicateurs pour analyser le même concept, afin d’éviter des biais spécifiques à une question particulière[2].

J’ai voulu vérifier si on retrouve des résultats similaires à partir d’un autre indicateur, celui de l’intérêt pour la politique. J’ai utilisé deux autres séries d’enquêtes : les enquêtes françaises de 1978 à 2012 et les European Electoral Studies qui couvrent la période 1989‑2014. Il faut cependant être conscient de plusieurs problèmes. D’abord la couverture temporelle qu’elles fournissent est plus parcellaire. Ensuite certaines variables indépendantes ne sont pas mesurées de la même façon. Les EES comme les Eurobaromètres n’utilisent que l’âge de fin d’études pour le diplôme, quand les enquêtes françaises se fondent plutôt sur le dernier diplôme obtenu. Les nomenclatures professionnelles diffèrent également entre elles. On ne peut donc les rassembler dans une même série. Enfin cet ensemble d’enquêtes est disparate entre chacune des séries d’enquêtes, mais aussi au sein des séries elles‑mêmes. Ainsi les EES ou les enquêtes françaises utilisent par exemple des modes d’administration différents (en face‑à‑face ou par téléphone), mobilisent des méthodes d’échantillonnage différentes (aléatoire ou par quotas, avec des quotas qui eux‑mêmes diffèrent parfois). Une manière de résoudre ce problème, notamment dans le cas français, est de disposer d’une variable indépendante spécifique à chaque enquête qu’on intègre aux modèles toutes choses égales par ailleurs. Cela permettra d’en distinguer les effets communs (comme par exemple l’impact de l’appartenance à une cohorte), des effets de période d’interrogation (par exemple une élection présidentielle) et des effets de mode de passation.

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Les logiques explicatives de l’intérêt politique s’avèrent globalement cohérentes avec celles de la discussion politique. L’intérêt politique a d’autant plus de chances d’être fort que les personnes interrogées ont un niveau de diplôme élevé, sont des hommes plutôt que des femmes, des cadres plutôt que n’importe quelle autre profession.

Comme dans le cas de la discussion politique, les cohortes post‑baby‑boom se démarquent par un intérêt politique plus faible que la cohorte 1941‑1950 : dans les modèles simples, celles‑ci ont entre 1,6 et 1,3 fois plus de chances de ne pas s’intéresser à la politique dans les enquêtes françaises et environ 1,6 fois plus de chances de ne pas s’y intéresser dans les enquêtes sur les Européennes que la cohorte de référence. Comme pour la discussion politique, si on tient compte du niveau relatif d’éducation de ces cohortes récentes, leur distance à la politique est encore plus marquée. Dans le modèle complet, à niveau de diplôme, profession et sexe similaire, les individus nés dans les années 1961‑1970 ont 2 fois plus de chances de ne pas s’intéresser à la politique que leurs homologues nés dans les années 1940 ; ceux nés dans les années 1971‑1980, 2,5 fois plus de chances ; et ceux nés dans les années 1981 et après 3 fois plus de chances dans les enquêtes françaises. Les rapports de chances sont similaires dans les EES.

Il y a cependant une différence mineure entre les résultats obtenus pour la discussion politique et pour l’intérêt politique. Les cohortes « mobilisées » se distinguent moins sur cette question de l’intérêt. Dans les enquêtes françaises, la cohorte 1941‑1950 reste celle qui compte la plus forte proportion d’individus qui disent s’intéresser à la politique. Ce n’est déjà plus le cas de la cohorte 1951‑1960 dont les membres se trouvent dans les modèles simples à un niveau similaire à celui des individus nés en 1931 ou avant. Une fois contrôlés les effets de compositions, les individus nés entre 1941 et 1950 ne se distinguent plus significativement de leurs aînés nés avant‑guerre, leur différence étant alors due à un plus fort niveau de diplôme. Quant aux répondants nés dans les années 1951‑1960, ils s’avéreraient moins souvent intéressés à niveau de diplôme égal.

Il faut se garder de trop commenter ces écarts entre les deux questions‑trends, d’abord parce qu’elles portent sur des enquêtes et des périodes différentes : la quasi‑absence d’enquête portant sur les années 1970 et 1980 peut ainsi expliquer la « normalisation » des cohortes du baby‑boom. Ensuite parce que les modalités de réponse diffèrent en nombre et en nature. Par exemple pour la cohorte 1951‑1960 on constatait aussi une moindre chance d’être Discutant assidu plutôt qu’occasionnel, ce qui les plaçait aussi derrière les individus nés avant‑guerre, toutes choses égales par ailleurs.

Le lien entre appétence politique et renouvellement générationnel est confirmé, notamment du côté des post‑baby‑boomers qui n’ont ni le niveau d’intérêt ni la fréquence de discussion qu’ils devraient avoir compte tenu de leurs caractéristiques sociodémographiques en général et éducatives en particulier.

V Tiberj

[1]  Vincent Tiberj, Les citoyens qui viennent, PUF, 2017, chapitre 3.

[2] La littérature fournit de multiples exemples de biais induits par le mode de passation d’une enquête ou l’ordre des questions. Ces biais ont ainsi permis à John Zaller d’élaborer sa théorie des opinions (1994).