Le vote Boris Johnson une question d’âge ou de génération?

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La victoire des conservateurs est indiscutable, même si elle est amplifiée par un mode de scrutin particulièrement peu respectueux des équilibres politiques exprimés dans les urnes. Cette déformation induite par le first pass the post system est encore plus flagrante quand on prend en compte les 32% d’électeurs qui se sont abstenus jeudi 12 décembre 2019. Les votes pour Boris Johnson comptent alors pour 28% des électeurs en Grande-Bretagne (et les travaillistes pour 21%).

Mais ici il s’agit de réfléchir à ce que le vote Johnson veut dire en terme d’âges ou de générations.

Le parti conservateur frôle la majorité chez les 55-64 ans et la dépasse chez les 65 ans et plus, en revanche les travaillistes sont majoritaires chez les moins de 35 ans et dépassent largement les tories chez les 35-44 ans. Serait-ce le classique cycle de vie qui voudrait que la jeunesse soit de gauche et la vieillesse de droite.

“A man who is not a Liberal at sixteen has no heart; a man who is not a Conservative at sixty has no head.” (Benjamin Disraeli).

Souvent effectivement l’analyse tourne autour des effets de cycle de vie  qui pèse tant sur l’accumulation patrimoniale qu’y amènerait vers la droite au Royaume-Uni comme ailleurs, que sur les valeurs, puisque généralement ce sont dans les classes d’âge les plus âgées que se retrouvent les plus illibéraux culturellement, les plus défavorables à l’évolution des mœurs et le multiculturalisme.  À ces effets individuels s’ajoutent aussi des effets démographiques : le Royaume-Uni à l’instar de l’ensemble du « vieux continent » compte de plus en plus de seniors. Leur vote se portant sur les tories et leurs poids s’accroissant, irait-on alors vers une ère conservatrice où schématiquement les vieux décideraient pour les jeunes? Cet argument a déjà été abondamment mobilisé puisque les anciens ont voté majoritairement pour le leave et les plus jeunes pour le remain.

Pourtant une autre explication est possible : celle du renouvellement générationnel. Les anciens représentent des générations durablement alignées sur les conservateurs tandis que les générations qui viennent d’arriver. Bien sûr, cela ne change rien à la victoire de « Bojo », mais donne une image très différente du poids de la démographie et de l’avenir : dans un cas, c’est le vieillissement et il favoriserait le parti conservateur ; dans l’autre c’est le renouvellement générationnel et il favoriserait les travaillistes. Bien sûr les équilibres politiques peuvent dépendre des deux phénomènes et aussi des évolutions de plus courts termes (l’économie, les valeurs politisées, les leaders).

Impossible de trancher entre effet d’âges ou effets de génération à partir d’un seul point de données. Néanmoins j’ai essayé d’apporter ma pierre en reprenant les European Social Surveys et particulièrement les vagues 1 à 8 qui couvre la période 2002-2016. J’ai utilisé les questions de proximité partisane.

Le résultat majeur est le rejet des partis par les générations les plus récentes et ce n’est pas qu’une affaire de cycle de vie. Les répondants de la génération 1971-80 qui ont entre 36 et 45 ans en 2016 ne sont qu’un sur deux à se sentir proche d’un parti. Ils sont autant dans la génération 1961-70 et dans les cohortes nées en 1981 et après la proportion d’apartisans frôle les 66%. Les Britanniques les plus partisans sont les cohortes du baby-boom et d’avant (celles qui ont voté majoritairement pour Boris Johnson). Ce résultat fait écho à ce que j’avais pu trouver en France sur les générations post-baby-boom : dans ces cohortes on compte de plus en plus de « citoyens distants », ayant un rapport critique avec les acteurs politiques.

Quand on se focalise sur la proportion de tories par générations, on constate effectivement un effet cohorte. Les tories sont particulièrement faibles dans les cohortes récentes : 3% de conservateurs dans la cohorte 1981-90 en 2002, 10% en 2016, 8% dans la cohorte 1991 et après en 2008 contre 7% en 2016. En revanche, les générations anciennes (nées avant 1951 sont celles  qui soutiennent le plus le parti conservateur, en 2002, en 2010 ou en 2016 (rattrapées par la cohorte 1951-60 en 2016).

On peut constater des effets période : des mouvements vers le haut ou vers le bas du soutien aux tories. Celui-ci est particulièrement fort en 2010, année qui va voir David Cameron l’emporter face à Gordon Brown et aux travaillistes.

Mais entre 2012 et 2016, une nouvelle polarisation générationnelle semble émerger entre les générations les plus âgées et les autres. Elle s’est effectivement exprimée dans les urnes du Brexit en 2016 et probablement dans celles des législatives de 2019.

Et les équilibres Labour/ Tories ?

La polarisation partisane des générations est particulièrement visible ici. En 2002, les travaillistes dominaient les conservateurs dans toutes les cohortes (y compris les apartisanes). À Partir de 2010 les conservateurs deviennent dominants dans les cohortes nées avant 1950 tandis que les travaillistes maintiennent leur leadership dans les autres. En 2016 l’écart entre générations est désormais particulièrement fort. Entre la cohorte 1931-40 et la cohorte 1991 et après, il passe de de 8 points en 2012 à 21 points en 2014 et 34 points en 2014.

Les moods pourquoi ? Comment ?

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Le problème

S’il est un problème récurrent dans l’étude de l’opinion publique, et particulièrement dans l’étude de ses évolutions temporelles, c’est bien que les sondages ne sont clairement pas faits dans une logique de cumulativité des connaissances. C’est vrai dans les enquêtes académiques et ça l’est encore plus dans les sondages « tout-venants ». Ainsi les instituts de sondage et leurs commanditaires préfèreront souvent poser de nouvelles questions plutôt que de répliquer des anciennes, plus attirer par de supposées nouvelles oppositions[1]que la vérification régulière de la persistance d’anciens clivages indépendamment de leur pertinence. Ils seront également plus intéressés par la« horse race » entre personnalités politiques plutôt que par les clivages et les préférences de politiques publiques des électeurs. On se retrouve donc dans une situation où on dispose de questions en nombre limité et parmi ces questions pertinentes seule une partie seront répétées de manière régulière.

Lecture du graphique : chaque score représente le ratio entre la proportion de réponses « de gauche » exprimées et le total des réponses « de gauche » et « de droite ». Ainsi un score de 50 induit qu’il y a autant de réponses de gauche et de droite, un score de 100 qu’il n’y a que des réponses de gauche, un score de 0 que des réponses de droite et un score de 66,que les réponses de gauche pèsent deux fois plus que les réponses de droite.

Les intitulés des questions sont les suivantes(en gras les réponses de gauche) :« privatisations »  : positif/ négatif ; « nationalisations » : positif / négatif ; « control » :l’état doit : faire confiance  aux entreprises et leur laisser plus de liberté / les contrôler et les réglementer plus étroitement ;« etateco » : il y a trop d’interventions de l’État en matière économique et sociale, juste ce qu’il faut ou pas assez ; « Intervene » : l’Etat intervient trop, comme il faut ou pas assez dans la vie économique du pays ; « servspend » : faut-il améliorer les prestations fournies par les services publics quitte à augmenter le niveau des impôts et des prélèvements / diminuer  le niveau des impôts et des prélèvements quitte à réduire les prestations fournies par les services publics

Le graphique 1 fournit une vision très parcellaire de quelques-unes des préférences socioéconomiques des Français et de leurs évolutions dans le temps. Clairement celles-ci évoluent, de manière conséquente, et sur des thématiques essentielles ayant trait au rôle de l’état ou à la protection sociale : 60% des répondants considéraient que l’état devaient plus contrôler les entreprises avant l’élection de François Mitterrand, six ans après ils sont presque deux fois moins. Les Français semblaient autant favorables que défavorables aux privatisations jusqu’au milieu des années 2000. Depuis ceux qui s’y opposent sont deux fois plus nombreux que ceux qui les soutiennent. Mais les difficultés pour l’analyse longitudinale de l’opinion sont également flagrantes.

La« rupture de faisceau » constitue la première difficulté. Dans le graphique 1 on ne dispose pas de mesure régulière sur l’ensemble de la période.Certaines années aucune des six questions n’a été posée ou seulement une seule.Par ailleurs certaines séries commencées dans les années 70 et 80 ont été abandonnées par la suite et d’autres ont été créées. L’opinion à l’égard des nationalisations a disparu des questionnaires d’enquête entre 2000 et 2008. La question sur le niveau des cotisations sociales pour les entreprises a été crée au début des années 2000, on ne peut donc l’utiliser avant cette date. Les séries « intervene » et « etateco »portent sur le même enjeu, mais la plus récente  ne reproduit pas exactement la formulation de l’ancienne, ce qui ne les rend pas équivalente,D’ailleurs des différences notables de pourcentage apparaissent lors des deuxannées où elles ont été mesuraient simultanément.

Deuxièmeproblème, parmi ces six séries laquelle représente le mieux le niveau despréférences socioéconomiques des Français ainsi que leurs évolutions ? Lesdeux séries  « Intervene » et« etateco » font apparaître un fort niveau de demandes sociales :elles sont presque toujours de deux à quatre fois plus importantes que les demandes de moins d’état, à l’exception du milieu des années 80 où demandes « sociales »et « libérales » étaient quasiment à égalité. Mais  d’une part entre 20% et 30% des personnes interrogées selon les années répondent qu’ils ne veulent ni plus ni moins d’Etat et d’autre part les quatre autres séries donnent des niveaux très différents de demandes sociales. Par exemple si on prend comme point de référence le quinquennat Sarkozy, à peine un répondant sur deux est prêt à payer plus d’impôts pour plus de services publiques ; les répondants favorables à plus de contrôle des pouvoirs publiques sur les entreprises dépassent largement ceux qui préfèrent leur laisser plus de liberté et l’électorat semble encore plus « à gauche » en matière de privatisations. Autrement dit selon les questions et les enjeux qu’elles recouvrent on peut avoir soit une gauche majoritaire, voire hégémonique, soit une gauche minoritaire.

Au-delà du niveau se pose aussi la question des évolutions : ainsi entre le début et la fin des années 2000 les demandes de gauche progressent mais de combien ?Si on se fonde sur la série « privatisations » l’augmentation serait de 12 points entre 2001 et 2010 contre 8 points avec la série« control », 6 points avec la série « nationalisations » et4 points avec la série « etateco ». Les variations peuvent donc être massives ou minimales selon la série qui représente le mieux les évolutions du public français.  N’oublions pas aussi les erreurs de mesure inhérentes au sondage d’opinion : certaines évolutions ne sont sans doute pas statistiquement significatives.

La solution

James Stimson a inventé une méthode pour répondre à ces différents problèmes empiriques et substantiels. Surtout cette méthode permet de capitaliser sur l’ensemble des questions de sondage, y compris celles qui ont été posées très rarement dans le temps. Son objectif est de mesurer de manière synthétique les évolutions de l’opinion publique sur des dimensions qui intéressent les chercheurs : par exemple la tolérance à l’égard des immigrés (Kellstedt, 2003, Stimson, Tiberj, Thiébaut, 2010), le nucléaire (Brouard,Guinaudeau, 2011), la peine de mort (Baumgartner, De Boef, Boydstun, 2008) ou encore les demandes sociales ou libérales (Stimson, 1992), dans un ou plusieurs pays à la fois (Soroka, Wlezien, 2010). Cette mesure est désignée outre-atlantique comme un « mood » (une « humeur ») et en France comme un « indice longitudinal de préférence ». Le mood américain permet ainsi de comprendre les évolutions de l’opinion américaine des années Eisenhower aux années Trump.

Plutôt que de se fonder sur une seule question susceptible de biais de mesure et d’erreur d’une année à l’autre, ou, pire, susceptible d’avoir été retirée des questionnaires de sondage sur une ou plusieurs année(s), on travaille sur l’ensemble des questions couvrant la dimension qu’on souhaite analyser. Au-delà de la condition d’être répétée dans le temps, ces séries ont été sélectionnées si et seulement elles présentaient une alternative politique claire (libérale/sociale par exemple) et qu’elles ne mentionnaient explicitement pas dans leurlibellé de parti ou de responsable politique[2].

Chacunedes séries sélectionnées prend une valeur calculée comme suit : proportion depositions sociales dans l’échantillon sur proportions de réponses sociales etlibérales. Les variations de sans-réponses dans les séries sont ainsineutralisées pour ne saisir que les évolutions des demandes de l’opinion. Une fois ces valeurs calculées une procédure statistique est appliquée qui permet de « résumer » l’information qu’elles contiennent pour aboutir à cette mesure synthétique qu’est l’indice longitudinal de préférences. Cette méthode a un grand avantage : on n’a pas besoin de données exhaustives pour calculer la valeur de l’indice. Au final on obtient donc une note de préférences  qui peut théoriquement évoluer de 0 à 100, 0constituant un cas fictif où l’électorat français n’aurait  que des demandes économiquement libérales par exemple et 100 un cas où chaque individu exprimerait des préférences sociales.L’avantage des scores calculés pour chacune des années est qu’ils sont comparables. Surtout, avec ce mode de calcul les évolutions s’avèrent beaucoup plus fiables qu’une question ou un ensemble de questions[3].

 exemple certains sondages ont récemment supposé qu’il y a un lien entre couleurs de cheveux et orientations politiques ou entre pratiques sexuelles etorientations politiques.

[2] Une question comme « approuvez-vous la politique de non-remplacement d’un fonctionnaire sur deux mise en place par Nicolas Sarkozy ? » peut mesurer deux phénomènes différents : l’opinion à l’égard de la dite politique et l’opinion à l’égard du président.

 [3] Pour plus de détails sur la méthode, le lecteur intéressé pourra se référer à Stimson, J. A. (2018). The Dyad Ratios Algorithm for Estimating Latent Public Opinion: Estimation, Testing, and Comparison to Other Approaches. Bulletin of Sociological Methodology/Bulletin de Méthodologie Sociologique, 137–138(1), 201–218. https://doi.org/10.1177/0759106318761614 et James Stimson, Vincent Tiberj ,Cyrille Thiébaut, «Le mood, un nouvel instrument auservice de l’analyse dynamique des opinions : application aux évolutions de la xénophobie en France (1999-2009) », Revue française de science politique 5/2010 (Vol. 60), p. 901-926 (disponible à l’adressesuivante : www.cairn.info/revue-francaise-de-science-politique-2010-5-page-901.htm).

Le mood socioéconomique

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Cette note présente la manière dont on peut comprendre le mood socioéconomique et son intérêt. Il  reprend et actualise l’un de mes chapitres.

Vincent Tiberj, “Ca s’en va et ça revient: les valeurs sociales et économiques de l’électorat », dans Sofrès, L’état de l’opinion 2012, Paris, Seuil, p. 97-110

La place de l’état dans l’économie, l’égalité entre les Français, la redistribution des richesses ont fait et font toujours partie des sujets clivants en France, contrairement à ce qu’on pouvait penser au début des années 90. Des sociologues aussi illustres que Ronald Inglehart pouvaient penser que les sociétés développées avaient atteint un optimum égalitaire et qu’elles pourraient se tourner désormais vers des enjeux postmatérialistes, la subsistance de tous étant désormais assurée. Il n’en est rien. La France reste marquée par des préoccupations essentiellement matérialistes (chômage, pouvoir d’achat, inégalités). En cela elle ressemble aux autres démocraties occidentales. Elle se démarque cependant sur un point : l’attachement à l’Etat en général et aux services publics en particulier.

Cet indice longitudinal de préférences sociales est constitué de 97 séries de questions qui couvrent cette dimension : prendre au riches pour donner aux pauvres ; priorité à donner aux salaires ou à la compétitivité ; contrôled e l’Etat sur les entreprises, opinion sur le RSA ou les impôts par exemple. On couvre de manière satisfaisante une période allant de 1978 à 2018, soit 40 années d’enquête. Parmi ces séries de questions d’enquêtes 10 ont été posées 10 fois ou plus et 51 au moins 5 fois. Ce mood est construit sur un fichier qui recense au total 591 mesures de l’opinion publique. L’indice peut évoluer entre 0 et 100, 0 signfiant que lors d’une année l’ensemble des répondants ont systématiquement donné une réponse « de droite » et 100 qu’ils ont systématiquement donné une réponse de « gauche ».

Les demandes sociales ne sont pas stables dans le temps, bien au contraire. Ainsi elles ont évolué entre un minimum de 46 en 1985 et un maximum de 61 en 2018. Une partie importante des Français change d’avis, demandant soit plus, soit moins d’Etat. En cela ils s’avèrent sensibles aux effets de périodes de la même manière que le sont les américains étudiés par James Stimson ou les Canadiens et les Anglais étudiés par Soroka et Wlezien. Les Français ne sont donc pas exceptionnels et ni plus ni moins idéologisés (et donc théoriquement immunisés au changement) que les électeurs de ces autres pays.

Les préférences des Français pour les valeurs sociales sont particulièrement fortes à la veille de la présidentielle 2012, et faible lors des présidentielles de 2002 et 2017. Au moment où François Hollande va l’emporter l’indice renoue même avec des niveaux qui n’avaient pas été atteints depuis la fin des années 70. Ainsi, à la veille de l’élection de François Mitterrand, l’indice était de 56,5 quand en 2011 il s’élève à 58. A titre de comparaison en 2006, un an avant la victoire de N. Sarkozy, le niveau de demande sociale était de 57, et en 2001, un an avant la réélection de J. Chirac, il s’élevait à 51,5. En 2016 il n’était que de 52, ce qui augurait d’une élection compliquée pour tout candidat qui voulait mettre en avant des politiques redistributives.

On peut résumer les évolutions de la manière suivante. Avec l’élection de François Mitterrand, la chute des demandes sociales a été particulièrement forte (-7,5 points en quatre années) et même si elles ont ré-augmenté entre 1986 et 1987, elles sont restées jusqu’au milieu des années 90 relativement basses : entre 46 et 48. Depuis, la tendance est bien à une hausse régulière. Ainsi entre 1993 et aujourd’hui, la progression est de 11,5 points, entre 2002 et 2011 de 6 points et entre 2007 et 2011 de 3 points. On peut d’ailleurs remarquer que la crise économique débutée en 2008 n’a affecté qu’à la marge les demandes sociales.

C’est un résultat remarquable d’un point de vue scientifique et politique. Alors que les élites partisanes de droite et, dans une moindre mesure, socialiste laissaient à penser que les Français étaient de moins en moins attachés à l’Etat-providence, c’est bien l’inverse qui se produit. Ici un décalage semble se creuser entre les demandes électorales et les propositions de politiques publiques des grands partis, comme si ces derniers résistaient à intégrer certains signes venus d’en bas, ce qui est pour le moins paradoxal dans une « démocratie d’opinion » où les sondages sont supposés permettre de connaître  en temps réel les souhaits du public. Serait-ce alors la preuve d’une certaine inertie idéologique des élites partisanes ? Il semble que oui, et cette inertie se retrouve également face aux évolutions des préférences culturelles des Français.

Et depuis l’élection d’Emmanuel Macron ? En moins de deux ans, la baisse enregistrée pendant le quinquennat de François Hollande a été comblée : entre 2016 et 2018 l’indice a progressé de 8 points en en 2 ans, un rythme qu’on n’avait plus constaté depuis le début des années 1980, à un moment où les politiques redistributives mises en place par la gauche étaient particulièrement marquantes.

Aux Etats-Unis les hauts et les bas des demandes de redistribution ont été étudiées notamment par Christopher Wlezien à partir de son modèle thermostatique. Le mood dépendrait des politiques menées par les gouvernements en place. Les politiques publiques pèseraient directement sur les demandes des électeurs pour plus ou moins de social. Mais ces évolutions iraient dans le sens contraire des politiques menées : un gouvernement de gauche induirait des demandes de droite et inversement. Cette relation s’est vérifiée pour les indices socioéconomiques aux Etats-Unis, au Canda et en Grande-Bretagne.

Stimson, J. A. (2018). The Dyad Ratios Algorithm for Estimating Latent Public Opinion: Estimation, Testing, and Comparison to Other Approaches. Bulletin of Sociological Methodology/Bulletin de Méthodologie Sociologique, 137–138(1), 201–218. https://doi.org/10.1177/0759106318761614

[2] Pour plus de détails, le lecteur intéressé pourra se référer à James Stimson, Vincent Tiberj ,Cyrille Thiébaut, «Le mood, un nouvel instrument au service de l’analyse dynamique des opinions : application aux évolutions de la xénophobie en France (1999-2009) », Revue française de science politique 5/2010 (Vol. 60), p. 901-926 (disponible  à l’adresse suivante : www.cairn.info/revue-francaise-de-science-politique-2010-5-page-901.htm).

Les évolutions du rapport à la religion aux US

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Les États-Unis restent l’un des pays occidentaux les plus religieux. Pourtant, alors que les athées sont restés très minoritaires tout au long des années 1970 et 1980, on assiste à une forte augmentation de leur poids dans la population. En 2016 ils dépassent les 20%.

Cette augmentation est le fruit du renouvellement générationnel. Généralement le rapport au religieux reste stable tout au long de la vie. La proportion des athées n’évoluent guère au sein des cohortes, avec notamment un très faible nombre de sans religion pour les cohortes nées avant la Seconde Guerre Mondiale et une proportion un peu plus importante pour les baby-boomers. En revanche on compte jusqu’à 25% d’athées chez les américains nés dans les années 1970 et jusqu’à 30% chez ceux nés dans les années 1980.

Au final le paysage religieux des États-Unis est en train de changer très fortement avec notamment un rapprochement en nombre entre les catholiques pratiquants et les protestants pratiquants.

V. Tiberj

Contrat doctoral fléché sur le projet « Jeunesses, citoyennetés et inégalités sociospatiales »

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Financement : Région Nouvelle -Aquitaine

Montant de l’allocation doctorale : 1758 euros brut par mois  (et possibilité d’enseigner)

Directeur de thèse : Vincent Tiberj, Professeur de sociologie

Localisation : Centre Émile Durkheim (UMR 5116), Sciences Po Bordeaux

Période : octobre 2018 – septembre 2021

 

Résumé du projet :

Le projet vise à mieux comprendre le rapport au politique des jeunesses en partant d’une approche spatiale et sociologique. Les jeunesses des quartiers populaires ou des villes-centres, de la France périurbaine et de la ruralité s’insèrent dans des environnements très différents et cette socialisation dans sa dimension politique est souvent considérée en crise. Les symptômes les plus souvent rappelés sont la défiance politique, le retrait des urnes ou le vote Front National.

Il s’agira dans ce projet de confronter l’impact de ces contextes spatiaux avec les logiques explicatives du rapport au politique plus classiques qui s’appuient notamment sur les caractéristiques sociologiques des individus, afin de mieux comprendre comment ils s’articulent, s’annulent ou se renforcent. L’objectif est de mieux comprendre comment au sein de ces populations se construit le rapport à la politique, aux institutions et aux acteurs politiques, le sentiment d’être entendu, la capacité à participer, l’inscription dans les territoires ou les systèmes de valeurs notamment. Enfin une attention particulière sera portée à la question du non-recours aux aides publiques.

L’objectif de ce projet de recherche est d’enquêter sur les jeunes « dans leur environnement ». Il s’agira ainsi de construire des échantillons représentatifs de jeunes des ZUS / résidants dans les idéopôles / vivant en zone périphérique / vivant en zone rurale. Le but est de disposer d’échantillons suffisamment larges pour être analysé chacun indépendamment des autres. Le projet se traduira par deux séries d’enquêtes par sondage représentatives, l’une à l’échelle nationale, l’autre à l’échelle de la Nouvelle-Aquitaine et une enquête qualitative auprès de jeunes de Nouvelle-Aquitaine.

Le questionnaire se penchera sur les valeurs culturelles et socioéconomiques, la participation politique (vote, association, manifestation, etc.), les rapports aux acteurs et aux institutions politiques et les rapports aux territoires. Ils intégreront les variables sociodémographiques classiques auxquelles on adjoindra des mesures de mobilité et d’ancienneté dans les territoires. Ainsi on pourra prendre en compte simultanément les inégalités sociales « classiques » et les « effets de lieux ».

 Place de la thèse dans le projet:

La/ le candidat.e sera intégré.e dès le début de sa thèse à ce projet de recherche ce qui va lui permettre de s’initier à l’ensemble du processus de construction d’une enquête quantitative (de la conception du questionnaire et la méthode d’échantillonnage au traitement des analyses) et de développer des compétences en analyse des données statistiques et qualitatives.. Par ailleurs la/ le candidat.e retenu.e participera aux publications comme auteur.e et participera à des conférences académiques françaises et internationales.

La/ le doctorant.e sera plus particulièrement en charge de l’enquête qualitative par entretien. Cette enquête se fera à partir de l’enquête région, donc sur des individus et des territoires de la Nouvelle-Aquitaine. Cette méthode de postenquête est régulièrement pratiquée par l’INSEE et permet de sélectionner des individus particulièrement intéressants à partir des premières analyses du sondage. Il s’agira principalement de mieux comprendre comment la citoyenneté et le rapport à la politique se construisent à travers une analyse centrée sur le parcours biographique des personnes interrogées et leurs inscriptions spatiales. Ainsi, on approfondira la compréhension des effets de lieux sur des individus qui auront grandi à la même période, mais certains dans des grands ensembles ou dans des zones pavillonnaires par exemple.

Moyens

Accueil au Centre Émile Durkheim (poste de travail)

Financement de missions de terrain

Données quantitatives produites lors du projet

 

Compétences requises

La/le candidat.e devra être titulaire d’un Master (ou d’un diplôme équivalent) en science politique, en sociologie ou dans une discipline des sciences humaines et sociales.

La/le candidat.e devra avoir des compétences en statistiques et une maîtrise des logiciels Stata, SPSS et/ou R, ainsi qu’une bonne aptitude à mener des observations et des entretiens.

La/le candidat.e devra aussi parler et écrire en français et en anglais.

Lieu de résidence

La/le candidat.e devra impérativement résider dans la communauté urbaine de Bordeaux et participer régulièrement aux activités du Centre Émile Durkheim.

Direction

La thèse sera dirigée par Vincent Tiberj, Professeur de sociologie à Sciences Po Bordeaux.

Unité d’accueil

Centre Émile Durkheim, UMR 5116 (https://durkheim.u-bordeaux.fr/)

 Modalités de sélection

Les candidat.e.s intéressé.e.s doivent envoyer par courrier électronique :

  • Un CV
  • Le relevé des notes de M1 et M2,
  • Le mémoire de recherche rédigé lors du master
  • Un document expliquant comment la/le candidat.e envisage son insertion dans le projet et d’aborder le sujet de thèse du point de vue théorique et méthodologique.

La sélection se fera sur dossier. Une demande d’audition du ou des candidat.e.s pressenti.e.s pourra éventuellement être formulée (par skype ou en présentiel). Les candidatures sont à adresser à v.tiberj@sciencespobordeaux.fr

 Date limite pour candidater

1er octobre 2018

 

 

La politique qui vient

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Tribune parue dans Libération, 25 avril 2017

En 2007, Nicolas Sarkozy, le candidat préféré des seniors l’avait emporté sur Ségolène Royal, la candidate de la jeunesse. Beaucoup à gauche en avaient conclu que le vieillissement de la population allait se traduire par un handicap démographique durable pour elle. L’émergence de ce « pouvoir gris » devait être le début d’une ère conservatrice qui la maintiendrait durablement hors de l’Elysée. Pourtant cette crainte était infondée. Dès 2012, on a bien vu qu’être le candidat des seniors n’est pas synonyme de victoire à la présidentielle. En 2017, François Fillon, a recueilli plus de 39% des voix parmi les 65 ans et plus et pourtant, il n’a même pas pu se qualifier au second tour. Pour la première fois dans l’histoire des présidentielles aucun candidat de la droite modérée ne la défendra au second tour.

La démographie pèse à la présidentielle, mais à travers le renouvellement générationnel et non sur l’équilibre entre les jeunes et les vieux. En 2012, 52% des électeurs qui ont choisi entre Nicolas Sarkozy et François Hollande n’étaient pas en âge de voter en 1981, un cinquième n’était même pas encore né. En 2017, près de 59% des citoyens n’ont jamais choisi entre VGE et François Mitterrand. Ces post-baby-boomers, nés depuis les années 1960 et qui n’ont connu que les trente piteuses, donnent le ton dans les urnes désormais. C’est cette nouvelle donne qu’il faut pleinement comprendre.

Avant d’aller plus loin, les post-baby-boomers sont eux-mêmes hétérogènes et cela s’en ressent dans leurs choix du 23 avril. Les plus intégrés, les plus diplômés et les mieux armés face aux enjeux de l’économie globalisée ont choisi Macron. Les plus en marge, les laissés pour compte, réellement ou symboliquement, ceux qui craignent pour leur identité, ceux touchés par la précarité des emplois peu qualifiés et qui s’avèrent les moins diplômés dans des générations qui n’ont jamais autant été éduquées se sont reportés sur Marine Le Pen. Attention, cependant à côté de ces gagnants et ces perdants de la mondialisation (selon l’expression d’Hanspeter Kriesi), il ne faut pas oublier ceux qui ont choisi Mélenchon et Hamon. Ce troisième groupe de post-baby-boomers se retrouve dans les valeurs de la gauche sociale, celle de l’égalité et de la redistribution et dans la gauche culturelle, celle qui accepte la diversité et le dépassement des frontières. Ces trois groupes de citoyens qui viennent ont en commun le rejet de la droite classique : François Fillon aujourd’hui, mais déjà Nicolas Sarkozy en 2012 et 2007.

Ces générations de l’après Baby-boom sont porteurs d’une culture politique que j’ai appelé la citoyenneté distante. Elle va peser de plus en plus sur les élections à venir.  D’abord elle vient supplanter une culture de la déférence qu’on trouvait essentiellement chez les électeurs nés avant-guerre : ils s’en remettaient aux élites et aux partis, ils plébiscitaient la verticalité de la présidence gaulienne. C’était donc des citoyens bien pratiques. Des citoyens qui croyaient aux promesses et avaient confiance dans les dirigeants. Des fidèles sur qui les partis pouvaient compter pour aller aux urnes et faire le bon choix. Ils incarnent la vieille politique, celle où les responsables pouvaient diriger seuls et d’en haut, où les électeurs restaient à la place.

Clairement, cette vieille politique décline. Les post-baby-boomers ne sont pas des supporters inconditionnels, ils choisissent de voter ou de s’abstenir, au coup par coup, en fonction des candidats et des enjeux. Ils sont de gauche ou de droite, mais ils votent s’ils le veulent et surtout ils n’hésitent pas à picorer dans leur « espace des possibles » entre les propositions qui leur sont faites. Surtout, ce sont des citoyens « à qui on ne l’a fait plus ». Ils ont connu les renoncements des uns et des autres une fois au pouvoir. Ils ont les moyens de s’informer, de décoder et donc de résister à la communication politique.  La politique qui vient est une politique où les élus seront contestés, sauf s’ils savent associer les citoyens, où les programmes ne peuvent plus venir d’en haut, mais se nourrir des initiatives d’en bas. Parmi les post-baby-boomers le vote est désormais un moyen d’action parmi d’autres. À côté des urnes, ils s’expriment dans la rue avec les manifestations, par internet ou à travers la consommation en boycottant ou buycottant.

Quelles conséquences pour la classe politique d’après 2017 ? D’abord il va être nécessaire de trouver les moyens de retenir ces post-baby-boomers. Pour Jean-Luc Mélenchon, on a déjà vu en 2012 qu’un succès à la présidentielle ne présage plus d’un alignement durable. Travailler à inclure les citoyens dans les orientations politiques et les décisions devient donc essentiel. Il faut sortir de cette logique où un programme s’élaborait entre soi, entre professionnels de la politique. C’est vers un changement de culture politique des dirigeants qu’il faut aller : les post-baby-boomers ne se contenteront pas de choisir la couleur des affiches, ils voudront pouvoir participer (ou non) et sur les décisions stratégiques.  C’est un enjeu qui se pose à tous les partis de gauche qui essayent de se refonder. En cela Podemos est un exemple et un avertissement. Ils ont tenté d’associer les citoyens, mais ils sont actuellement confrontés aux écueils de la personnalisation et de la professionnalisation du politique, avec donc le risque de finir par n’être plus qu’un parti comme les autres.

La position de l’homme providentiel est démonétisée chez ces citoyens qui viennent, mais c’est aussi le cas du philosophe roi et de l’expert. Et là, c’est l’ADN d’en marche qui pose question : si Emmanuel Macron se contente d’une horizontalité de façade, il va au-devant de graves déconvenues. L’état de grâce n’existe plus en France, encore à cause des nouveaux citoyens, plus prompts et plus capables à la critique. Nicolas Sarkozy l’a constaté en moins de 6 mois; François Hollande encore plus vite. Emmanuel Macron va devoir se garder sur sa droite, sur sa gauche et surtout face aux post-baby-boomers.

Vincent Tiberj

 

DIversité, cohortes et xénophobie

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J’ai systématiquement confronté l’approche cohortale aux autres approches sociologiques classiques présentes dans la littérature. La plupart du temps il s’agissait de prendre en compte la question du genre, du diplôme et de la classe sociale. Face au racisme ou à la xénophobie, un effet de composition spécifique doit être testé : celui de la diversité des origines. Comme on l’a vu dans le chapitre 2, plus une cohorte est récente plus elle compte d’enfants d’immigrés ou de petits‑enfants d’immigrés en son sein et plus les origines sont variées. Une partie des différences entre cohortes sur ces valeurs peut alors s’expliquer par leur plus ou moins grande diversité interne.

Les attendus sur le lien entre immigration et tolérance sont pourtant loin d’être univoques. Ce lien migratoire, surtout s’il est mobilisé dans la mémoire familiale, peut induire un sentiment de solidarité envers les immigrés nouvellement arrivés. On peut aussi postuler un phénomène de « porte fermée », avec une volonté de distinguer son parcours ou celui de sa famille, de ceux qui arrivent après : cela revient donc à considérer les derniers arrivés comme moins méritants ou trop différents. Enfin, cette présence de la diversité peut aussi produire de la tolérance ou de l’intolérance. Plus une cohorte est récente plus il sera commun de compter dans son entourage des individus d’origine immigrée. Cela peut alors soit permettre de mieux les comprendre (la théorie du contact[1]), soit créer plus de tensions, notamment quand il s’agit de questions religieuses.

La mesure des origines reste encore trop peu présente dans les questionnaires d’enquêtes académiques, pour différentes raisons. Néanmoins le baromètre de la CNCDH dispose d’une telle mesure depuis 1999. Il est demandé aux personnes si elles ont un parent, deux parents ou au moins un grand‑parent immigré et, si c’est le cas, de quelle origine nationale. De manière intéressante on peut donc tester cette variable en comparaison avec d’autres effets possibles comme le niveau de diplôme ou le rapport à la religion (ne serait‑ce qu’à la religion musulmane).

tableau-xenophobie

Les spécialistes des préjugés en France retrouveront des résultats connus. Plus le niveau de diplôme est élevé plus les individus seront tolérants. Les diplômés du supérieur ont ainsi 3 fois plus de chance que les diplômés du primaire, au mieux, de considérer que les juifs français sont des Français comme les autres, 2,5 fois plus de chance de faire de même pour les musulmans français, 3,5 fois plus de chance de considérer que l’immigration est une source d’enrichissement culturel et de facto 5 fois plus de chance de « se sentir chez soi » dans une société multiculturelle. Les athées se distinguent du bloc catholique par leur plus grande tolérance sur les 4 séries analysées. Les premiers ont 1,2 fois plus de chance de considérer que les juifs français sont des Français comme les autres et 1,6 fois plus de chance de faire de même pour les musulmans. Ils ont 2,5 fois plus de chance de se considérer « chez soi » et 1,5 fois plus de chance de voir l’immigration comme un enrichissement. Les différences sont encore plus fortes quand on peut distinguer les catholiques pratiquants.

Les origines ont souvent un impact significatif sur la tolérance et la xénophobie et celui‑ci prend plusieurs formes. D’abord il existe, indépendamment de la religion (et notamment de la religion musulmane). Les musulmans sont plus tolérants à l’égard des immigrés et de leurs coreligionnaires. Mais il ne faut pas oublier, comme cela arrive trop souvent dans les débats publics, que les répondants d’origine maghrébine et africaine ne sont pas tous musulmans : dans ces données seulement 44 % se disent musulmans, contre 21 % catholiques et 24 % sans‑religion. Or l’ascendance détaillée a un effet propre tout comme la relation à l’immigration. Par exemple, les répondants ayant un parent d’origine immigré, quelle que soit son origine, sont généralement les plus tolérants. La tolérance perdure y compris parmi les répondants n’ayant qu’un grand‑parent immigré, preuve que la mémoire familiale pèse encore. Par ailleurs l’origine subméditerranéenne va de pair avec une plus grande tolérance, indépendamment de l’impact de la religion (s’il y en a une), du niveau de diplôme ou de la relation à l’immigration. Cette variable d’origine permet de distinguer les répondants d’origine européenne qui sont généralement plus ouverts que les Français sans ascendance étrangère déclarée, mais moins que les Français d’origine maghrébine ou africaine. Ainsi en 2012, 60 % des répondants sans relation à l’immigration considéraient qu’elle est une source d’enrichissement culturel. À l’opposé on trouve les enfants de l’immigration maghrébine et africaine qui sont 92 % à penser ainsi (et 87 % s’ils n’ont qu’un grand‑parent de cette origine). Les descendants de l’immigration européenne sont 72 % à partager cette opinion s’ils ont un parent immigré et 69 % s’ils ont un grand‑parent immigré.

Surtout il y a bien un effet cohorte, indépendamment des autres facteurs pris en compte. Cet effet est visible dans 3 séries cas sur 4, et encore pour l’opinion sur les juifs français la non‑significativité des écarts s’explique parce qu’il y a consensus, à la différence du cas des musulmans. Si on prend la question sur le fait de se sentir chez soi dans une société multiculturelle l’effet brut de la cohorte est déjà particulièrement marqué entre les individus nés avant‑guerre, qui peuvent avoir jusqu’à 1,3 fois moins de chance que les baby‑boomers de se sentir chez eux, aux post‑baby‑boomers, qui ont entre 2 et 3,8 fois plus de chance de s’y sentir bien. Bien sûr, une partie de ces écarts reflète des différences de composition. Par exemple la prise en compte de la diversité vient réduire les spécificités des deux cohortes les plus récentes : les rapports de chance de se considérer « chez soi » passent respectivement de 3,8 à 3,5 pour les répondants nés après 1981 et de 2,7 à 2,5 pour leurs homologues nés dans les années 1970. Mais cette culture de l’ouverture dépasse le simple fait d’être d’origine immigrée. Surtout cette tolérance ne disparaît pas une fois qu’on contrôle par le diplôme et la religion : 2,2 fois plus de chance de se sentir chez soi parmi la cohorte née en 1981 ou après, entre 1,7 et 1,6 fois plus de chance pour les cohortes 1971‑1980 et 1961‑1970 et même 1,4 fois plus de chance pour la cohorte 1951‑1960. On retrouve des phénomènes similaires sur l’enrichissement culturel qu’apporte l’immigration ou sur les musulmans français.

Ces différences de cohortes montrent donc bien qu’au‑delà des caractéristiques sociales, les membres des cohortes récentes ont fait leurs la diversité, en tout cas beaucoup plus que leurs parents. Surtout cette acceptation et cette tolérance dépassent le cadre des composantes éduquée ou athée de ces cohortes : elle touche l’ensemble des milieux sociaux. Derrière ces distinctions, l’hypothèse de socialisation différente à la tolérance et à la xénophobie est validée, tant pour les générations post‑baby‑boom qui s’avèrent les moins xénophobes ou pour les cohortes nées avant‑guerre qui ont été et restent méfiantes à l’égard des étrangers. Le racisme n’est pas affaire d’âge puisque généralement les individus tendent à l’être de moins en moins à mesure qu’ils vieillissent. En revanche, les préjugés sont bien les échos du monde dans lequel on a été socialisé (comme le racisme biologique par exemple). Ces échos devraient progressivement s’éteindre, si la tendance se maintient à l’avenir, mais il faut garder à l’esprit que des retours de préjugés sont possibles. Compte tenu des débats actuels en France, on peut même imaginer l’importation ici d’un scénario de « glaciation » à l’américaine. L’immigration deviendrait alors un point de fixation comparable à l’avortement aux États‑Unis.

V Tiberj

[1]        Thomas F. Pettigrew, “Intergroup contact theory”, Annual Review of Psychology, 49 (1), February 1998, p. 65‑85.

Femmes d’hier et d’aujourd’hui dans les urnes

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Tendanciellement le survote des femmes pour la droite a diminué tout au long de la ve République. Il s’établissait à +12 points en 1965 +7 en 1974 et 1981[1], alors qu’il n’est plus que de +2 en 2007 et +4 en 2012. Ce mouvement se retrouve‑t‑il dans l’ensemble des cohortes ou touche‑t‑il d’abord certaines d’entre elles ?

 Les femmes face à la gauche au sein des cohortes (1988‑2012)

femmes-et-gauche

Sources : enquêtes postélectorales CEVIPOF‑Sofrès 1988 et 1995, Panel Électoral Français 2002, Enquête Postélectorale CEVIPOF‑ministère de l’Intérieur‑IFOP 2007, Enquête Électoral Française 2012.Calculs de V. Tiberj.

Lecture : pour chaque élection présidentielle, on calcule l’écart entre le vote de gauche des femmes et le vote de gauche de l’ensemble de la cohorte. Un écart positif signifie que les femmes ont plus voté pour la gauche que l’ensemble de leur cohorte, un écart négatif qu’elles ont plus voté à droite que l’ensemble de leur cohorte

Les calculs pointent vers l’existence d’un gender‑generational gap[2] en France. Les femmes appartenant aux cohortes anciennes tendent à être plus conservatrices au sein de leurs générations que leurs homologues nées plus récemment. C’est d’autant plus frappant que les cohortes du vote conservateur des femmes sont déjà globalement les plus défavorables à la gauche. M. Sineau en avait fait l’hypothèse en 2007 et cela se vérifie particulièrement lors de l’élection qui a porté N. Sarkozy au pouvoir. À l’inverse, les femmes appartenant aux cohortes post‑baby‑boom ont encore plus voté pour S. Royal que l’ensemble de leurs générations (globalement les plus à gauche) : les écarts s’échelonnent de ‑5 points pour les cohortes 1941‑1950 et 1930 et avant à +4,5 pour la cohorte 1981 et après en passant par ‑3 pour la cohorte 1931‑1940, ‑2,5 pour la cohorte 1951‑1960, +1,5 pour la cohorte 1971‑80 et +3 pour la cohorte 1961‑1970.

La personnalité de S. Royal et le traitement médiatique de sa candidature ont pu jouer. Mais cette tendance se retrouve dans d’autres élections présidentielles. La tendance semble plus erratique, notamment pour des raisons d’effectifs, mais les cohortes nées avant‑guerre font généralement partie des 3 cohortes dans lesquelles les femmes votent le moins à gauche tandis que la cohorte 1971‑1980 se situe généralement parmi les 3 cohortes dans lesquelles les femmes lui sont les moins défavorables (voir les plus favorables). Il en va de même pour la cohorte 1981 et après, dès lors qu’elle est entrée sur scène à partir de 2007. Enfin, on peut relever une trace du vote « légitimiste des seniors »[3] notamment chez les femmes nées avant‑guerre face à F. Mitterrand. Celui‑ci semble être le candidat qui a le moins pâti de l’inclinaison conservatrice de ces électrices en comparaison avec tous ses successeurs socialistes.

En résumé, la baisse du vote de droite des femmes n’est pas un phénomène explicable par un phénomène de désalignement : les conservatrices d’hier tendent à le rester aujourd’hui. En revanche l’hypothèse d’un impact du renouvellement générationnel est plausible : les conservatrices d’hier pèsent de moins en moins dans les urnes et sont remplacées par des électrices beaucoup plus favorables à la gauche, autant sinon plus que l’ensemble de leurs cohortes de naissance.

V Tiberj

[1]        Mariette Sineau, La force du nombre, les éditions de l’Aube, 2008

[2]        Pippa Norris, “Mobilising the ‘Women’s Vote’: The Gender‑Generation Gap in Voting Behaviour”, Parliamentary Affairs, 49 (2), April 1996, p. 333‑42.

[3]       Denni Bernard, « Chapitre 5 / Le conservatisme des seniors. Une affaire d’âge ? », dans Anne Muxel (dir.), La politique au fil de l’âge, Paris, Presses de Sciences Po,  2011, p. 113-160.

 

Une typologie des rapports aux partis au sein des générations

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A partir du nombre de partis auxquels les électeurs pourraient accorder leur vote , leur refus d’en choisir certains et leur lien au parti (se sentent-ils porches ou non des partis ?), on peut établir une typologie des rapports aux partis au sein des cohortes. Dans un cas, ils soutiennent le leur et excluent les autres. Cela vient renforcer un vote qui va très souvent correspondre à ce lien partisan. Dans l’autre cas, les individus concernés éliminent d’abord suivant la logique du vote négatif d’Helena Catt[1]. De la même façon, avoir plusieurs partis dans son espace des possibles, autrement dit envisager plusieurs votes, n’a pas la même implication selon que les individus disposent d’un parti dont ils se sentent proches, ou non. Dans le premier cas, leur vote devrait aller d’abord à l’organisation favorite, ou tout au moins la plupart du temps à celle‑ci. Dans le second cas, les votes devraient être beaucoup plus variables tout en restant dans cet espace des possibles. Clairement entre les post-baby-boomers, les baby-boomers et les électeurs nés avant-guerre le rapport aux partis à bien changé. Ainsi, exclure de voter pour des partis aura des significations différentes selon que les individus disposent ou non d’un parti préféré.

À l’échelle de l’électorat et du système politique dans son ensemble, les conséquences politiques seront alors très différentes. La montée en puissance du vote négatif devrait correspondre à une baisse de la participation électorale. Se déplacer pour faire barrage apparaît, en effet, moins mobilisateur que de le faire par adhésion[2]. Ensuite, un espace des possibles multipartite devrait entraîner une plus grande variabilité dans les scores des différents partis, a fortiori si les individus concernés ne se sentent pas proches d’un parti en particulier. On retrouve ici une des conclusions de l’école de Michigan : l’identification partisane induit une certaine stabilité du système partisan en assurant à chacun un matelas relativement constant de voix. Avec un lien partisan plus faible en France et avec un espace des possibles plus souvent multipartite, cette stabilité d’une élection à l’autre devrait être moindre. Surtout si, comme on le suppose, le lien aux partis est affecté par le renouvellement générationnel, alors cette variabilité d’une élection à l’autre va en augmentant. Les cohortes post‑baby‑boom associées à la citoyenneté distante remplacent alors des cohortes dont les membres étaient plus souvent dans une logique de « remise de soi » à un parti. Non seulement la participation électorale est de plus en plus erratique comme on le verra dans le chapitre 5, mais il devrait en aller de même des succès et des défaites des différents partis.

Afin de tester l’hypothèse de l’importance de la combinaison rapport aux partis/proximité partisane, j’ai construit une typologie raisonnée des rapports aux partis selon la question de proximité partisane (être apartisan ou partisan) et le nombre de partis dans l’espace des possibles (aucun, un ou plusieurs). Cette typologie permet d’envisager des logiques de votes différentes selon la configuration dans laquelle se trouve l’individu.

Un Monopartisan, qui se sent proche et n’envisage de voter que pour un seul parti devrait reproduire systématiquement le même vote, pour le même parti, sauf si la configuration des candidatures l’oblige à faire autrement. De manière intéressante, ces monopartisans se manifestent essentiellement comme des soutiens au PS, au RPR ou à l’UMP. En 2009 ce type rassemble 21 % des personnes interrogées.

Proches des premiers par leur relation de proximité à un parti, les Partisans à espace multiples, se distinguent par la possibilité de voter pour plus d’un parti. Leurs votes pourraient donc être plus variables dans le temps[3]. Ils sont généralement plus nombreux que les Monopartisans : 28 % contre 21 % en 2009, 24 % contre 22 % en 2014, 31 % contre 15 % en 2004 par exemple. Dans les années 2000 et après, les Partisans multiples sont plus souvent à gauche que les Monopartisans. Ainsi en 2004, ils sont 53 % à se situer dans ce camp contre 43 % parmi les Monopartisans. En 2009, 55 % des Partisans multiples se situent à gauche contre 20 % des Monopartisans, et 52 % et 32 % respectivement en 2014. Leur niveau de participation électorale déclarée est sensiblement le même que celui des Monopartisans sur la période.

Les Apartisans à espace vide se manifestent comme l’incarnation empirique de l’électeur négatif d’H. Catt. Ils ne possèdent pas de lien positif à un parti et aucun d’eux ne suscite une probabilité de vote supérieure ou égale à 6 sur 10. Au mieux, ces électeurs savent contre qui ils sont, mais pas forcément vers qui se tourner. Ils représentent 19 % des personnes interrogées en 2009. Cela se traduit par un fort taux de « non‑ alignés » (ni de gauche ni de droite) : c’est le cas de 56 % d’entre eux en 2004, de 66 % en 2009 et de 70 % en 2014 (contre respectivement 25 %, 35 % et 41 % de l’ensemble des personnes interrogées ces années‑là). Au sein de ce groupe, le niveau de participation déclarée est particulièrement faible : sur l’ensemble de la période 1989‑2014, ils ont 1,5 fois plus de chances de s’abstenir que les Monopartisans. Le vote négatif existe, mais il n’est pas aussi mobilisateur que le vote positif.

Un quatrième groupe relativement proche des précédents rassemble les Apartisans avec un parti dans leur espace des possibles. En 2009, ils représentent 17 % de l’échantillon. Ces électeurs ne sont guère positifs à l’endroit de l’offre politique puisque leur parti préféré ne l’est que faute de mieux. Ils correspondent aux partisans, par défaut, aux personnes interrogées qui choisissent le parti « le moins éloigné » dans la question française de proximité partisane. Eux aussi tendent à moins participer puisque leurs chances de s’abstenir sont 1,4 fois plus importantes en moyenne sur la période que les Monopartisans. Ils occupent une position intermédiaire entre les Partisans et les Apartisans à espace vide sur l’alignement politique : 31 % se placent au centre (contre 17 % des Monopartisans) en 2004, en 2009, ils sont 50 % (contre 17 %) et en 2014, 49 % (contre 19 %).

Enfin le dernier groupe rassemble les Apartisans à espace multiple. Ces électeurs sont sans doute particulièrement sensibles au contexte qui prévaut à chaque élection, puisque leur vote peut se porter sur plusieurs partis sans que l’un d’eux soit préféré. Ils se caractérisent aussi par une certaine distance puisqu’ils ne traduisent pas leurs préférences partisanes en proximité. En 2009, ils sont 19 % des personnes interrogées. Cette distance induit une plus forte tendance à l’abstention (1,25 fois plus de chances que les Monopartisans sur l’ensemble de la période) et au non‑alignement bien qu’il soit moins fort que pour les autres Apartisans (24 % en 2004, 38 % en 2009 et 37 % en 2014). On les trouve donc aussi à gauche et à droite.

Une typologie des rapports aux partis en 2009

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Sources : EES 2009. Lecture : sont représentés les pourcentages d’un type de rapports aux partis au sein d’une cohorte. Par exemple 16 % des individus nés dans les années 1970 sont des Monopartisans

Les membres des cohortes se démarquent les uns des autres particulièrement sur trois types de rapports aux partis. D’abord, plus une cohorte est récente, moins ces membres ont de chances d’être des Monopartisans : 30 % des électeurs nés avant‑guerre rentrent dans cette catégorie contre 20 % de ceux nés entre 1951 et 1960, 17 % des membres de la cohorte 1961‑1970, 15 % des membres de la cohorte 1971‑1980 et 12 % des membres de celle 1981 et après. Les cohortes post‑baby‑boom se caractérisent par une plus grande proportion de « multiples » que les individus concernés soient Partisans ou Apartisans. Ainsi les individus nés avant 1951 sont particulièrement peu représentés parmi les Apartisans à espace multiple (entre 12 % et 16 % contre entre 20 % et 24 % pour les individus nés après 1950). Dans ces cohortes nées après 1950 on compte plus d’Apartisans à espace multiple que de Monopartisans. Enfin, les membres des cohortes 1971‑1980 et 1981 et après semblent un peu plus être des Partisans « à choix multiples », la fréquence de ce type de rapport aux partis étant de 32 % dans la première et 35 % dans la deuxième génération contre environ 26 % pour les autres cohortes.

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L’analyse multivariée qui suit confirme l’impact du renouvellement générationnel. Il s’agit d’une régression logistique multinomiale dans laquelle le profil de référence est constitué des Monopartisans.

Les Monopartisans et les Partisans à choix multiple se distinguent des trois types Apartisans. Ces deux profils rassemblent plus souvent les individus intéressés par la politique et idéologiquement alignés. Les « pas du tout » intéressés ont ainsi 5 fois plus de chances que les « très intéressés » d’être dans un des profils Apartisans plutôt qu’être Monopartisan et ont encore moins de chances de faire partie des Partisans à choix multiple. De même, les non‑alignés ont 6 fois plus de chances que les alignés à gauche d’être des Apartisans à espace vide, 3,5 fois plus de chances d’être des Apartisans avec espace unique, et 2,5 fois plus de chances d’être Apartisan à choix multiple. À l’autre bout du spectre, on trouve les Partisans à choix multiples qui rassemblent très souvent des répondants très intéressés.

Une lecture trop rapide associerait ces profils apartisans à des citoyens aliénés. Ce serait trompeur. On a vu dans le chapitre 3 que derrière un faible niveau d’intérêt se cachent deux attitudes à l’égard de la politique, l’aliénation, mais aussi la distance, particulièrement forte dans les cohortes récentes. De fait, on constate des différences significatives entre cohortes sur ces profils d’Apartisans, y compris en contrôlant par des différences de composition ou de rapport au politique. Ainsi les post‑baby‑boomers ont plus de chances de se retrouver parmi les Apartisans à choix multiple et, dans une moindre mesure, les Apartisans à choix unique. Les individus nés après 1981 ont ainsi 2,5 fois plus de chances d’être des Apartisans à choix multiples que des Monopartisans quand on les compare aux membres de la cohorte 1941‑1950 et les individus nés entre 1971 et 1890, 1,9 fois plus de chances. Ces résultats cadrent bien avec ce qu’on sait de leurs capacités à situer l’offre politique, tout en gardant leur distance à l’égard de la politique et des acteurs qui l’incarnent. Enfin, les individus de la cohorte 1981 et après ont également plus de chances de se retrouver dans le profil des Partisans à choix multiples.

Le multipartisme apparaît donc bien comme une réalité qui touche un nombre conséquent d’électeurs. Surtout, ce phénomène est particulièrement répandu au sein des cohortes récentes amenées à prendre de plus en plus d’importance à l’avenir tandis que les celles qui comptent le plus de Monopartisans pèsent de moins en moins. Une autre conséquence du renouvellement générationnel est donc que les scores des différents partis seront de moins en moins stables d’une élection à l’autre.

Vincent Tiberj

[1]        Helena Catt, 1996, op. cit.

[2]        J’avais pu le constater lors du second tour de l’élection présidentielle de 1995. Lorsque les personnes interrogées déclaraient de l’antipathie simultanément pour J. Chirac et L. Jospin, mais en rejetaient un plus que l’autre, alors leur participation déclarée se situait à 65 % s’ils se positionnaient à gauche ou à droite et 47 % s’ils étaient ninistes. En revanche, si les électeurs trouvaient un finaliste plus sympathique que l’autre, alors leur participation déclarée s’élevait à 88 % s’ils étaient de gauche ou de droite et 77 % chez les ninistes (Vincent Tiberj, 2002, op. cit.).

[3]        Même s’il est difficile de le prouver avec ce type d’enquête par sondage, à la différence d’un panel.

Les logiques sociopolitiques du placement des partis

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Dans les citoyens qui viennent[1], le placement des partis sur l’axe gauche / droite n’est traité qu’au niveau descriptif. S’en contenter n’est pas suffisant, quand on prend en compte l’impact que peut avoir le phénomène des répondants fantômes. Si les peu diplômés, les ouvriers et les jeunes sont sous‑représentés, alors les pourcentages bruts présentés dans le livre sont faussés et, selon toute vraisemblance, les proportions de bonnes réponses sont gonflées. Ce biais sera atténué avec une analyse de régression. De plus, on pourra alors tester le comportement des cohortes au regard de leurs différences sociodémographiques, mais aussi de leurs différences en matière d’appétence politique.

Avant d’analyser les modèles présentés, deux points doivent être portés à l’attention du lecteur. Premièrement, j’ai choisi de ne présenter que les modèles portant sur les conditions dures, afin de rendre le test encore plus exigeant. Deuxièmement, la profession de la personne interrogée n’est pas incluse ici à cause d’un défaut de l’EES 1999 qui ne la mesure pas. Le choix était alors le suivant : soit supprimer de l’analyse cette vague d’enquête, soit retirer de l’équation la profession. J’ai effectué les analyses avec les deux solutions, mais choisi de présenter ici uniquement la seconde. Les modèles obtenus avec la condition simple et les modèles qui comportent la profession sont disponibles sur demande.

Expliquer les placements des partis

placement-parti

Trois modèles emboîtés ont été définis. Les modèles 1 correspondent à la mise en équation de la figure 17 (p. 91) ni plus ni moins, avec comme variables indépendantes l’année d’enquête et les cohortes de naissance. Ils expliquent parfois plutôt bien le phénomène, mais l’explication est alors triviale. Ainsi ils permettent de tester les variations de connaissance sur les partis dans le temps.

Les modèles 2 prennent en compte les différences de composition des cohortes notamment en matière de diplômes, mais aussi des effets de carrière : l’entrée dans l’âge adulte et l’arrivée à un âge avancé. Les résultats sont conformes à ce qu’on sait des traditionnelles inégalités sociopolitiques. C’est le cas du diplôme : les moins diplômés ont toujours entre 5 et 2 fois moins de chances de situer correctement un parti que les plus diplômés. Ainsi les inégalités de genre sont régulièrement à l’œuvre, même si elles sont clairement moins fortes que pour le diplôme. De ce fait les femmes, indépendamment de leur niveau de diplôme, de leur appartenance cohortale ou de l’année d’enquête, ont 1,6 fois plus de chances de ne pas bien situer le FN (l’inverse de 0,6) et 1,25 fois plus de chances de ne pas bien situer le PCF, le PS, l’UDF/MoDem ou le RPR/UMP. Enfin, l’arrivée à un âge avancé pèse significativement sur le placement de certains partis et pas sur d’autres, mais généralement dans le sens attendu, c’est‑à‑dire moins bien. C’est le cas sur la capacité à placer le PS, les Verts et l’UDF/MoDem. En revanche cela n’induit pas de différences significatives notamment sur le placement du PCF, ce qui confirme encore une fois la spécificité du communisme comme marqueur politique.

Les modèles 3 ajoutent à l’analyse l’intérêt pour la politique. Plusieurs effets sont possibles. D’abord plus on est intéressé plus on devrait placer correctement les partis. C’est effectivement le cas notamment quand on se focalise sur les « pas du tout intéressés » qui ont entre 1,5 et 3 fois plus de chances de ne pas les placer correctement en comparaison avec les plus intéressés. Ensuite, l’intérêt politique vient bien compenser les handicaps sociaux induits par le niveau d’éducation, l’âge avancé ou le genre. La plupart des coefficients du genre et du diplôme tendent vers 1 entre les modèles 2 et 3, ce qui ici indique une réduction des inégalités.

Une fois ces différents résultats exposés, que dire des effets cohortes ? D’abord les résultats sont bien différents de ceux constatés dans la première partie de ce chapitre pour la discussion politique. Seul le cas du PCF rappelle les résultats précédents. Dans le modèle 1, les individus nés dans les années 1960 ont 1,25 fois moins de chances de placer correctement le PCF par rapport à la cohorte 1941‑1950 ; leurs homologues nés dans les années 1970, 1,6 fois moins de chance et ceux nés dans les années 1980 et après, 2,5 fois moins de chances. Cet impact de la cohorte de naissance est d’autant plus important que leur niveau de diplôme aurait dû leur permettre a priori de mieux savoir placer ce parti. Pourtant, les coefficients s’éloignent de 1 et, désormais, si on tient compte du niveau de diplôme, les individus nés en 1981 et après ont alors 3 fois plus de chances de se tromper, ceux nés dans les années 1970 2 fois plus de chances et ceux nés dans les années 1960 1,6 fois plus de chances que leurs alter ego nés dans les années 1940. La prise en compte de l’appétence politique, plus faible dans les cohortes post‑baby‑boom, réduit à la marge ce phénomène. Ici donc ces individus dénotent une méconnaissance importante de ce parti. Si ce schéma s’était reproduit sur d’autres partis, alors l’hypothèse d’une plus forte proportion de Citoyens aliénés parmi les post‑baby‑boomers aurait été validée. Mais le PCF est un cas isolé. Autrement dit, l’explication par un effet de socialisation spécifique au PCF est ici la plus plausible.

Pour les autres partis, les résultats sont donc bien différents. Pour le PS, par exemple, la cohorte 1971‑1980 semble faire moins bien que les autres pour le situer, compte tenu de leur niveau de diplôme, mais c’est la seule dans ce cas et l’ampleur de l’écart reste faible. Pour les Verts, l’UDF/MoDem, le RPR/UMP ou le FN, les post‑baby‑boomers ne se distinguent pas de leurs alter egos nés dans les années 1940, voire peuvent faire mieux notamment dans le cas du FN. Ainsi les membres de la cohorte 1981 et après ont 1,7 fois plus de chances que la cohorte 1941‑1950 de bien situer le FN, a caractéristiques sociales, mais aussi à appétence politique équivalentes. Autrement dit, les post‑baby‑boomers s’avèrent effectivement bien au fait, ou au moins autant au fait, de qui est où dans la vie politique que les cohortes du baby‑boom. Il faut donc rejeter l’hypothèse de l’aliénation, au profit de celle du rapport distant à la politique. Dans ces cohortes on peut connaître sans apprécier, à la différence de celles plus anciennes pour lesquelles les deux allaient de pair.

C’est d’autant plus vrai que nombre de ces électeurs nés dans les années 1960 et après manquent de l’expérience acquise par ceux plus âgés qui ont été confrontés à plus d’élections et donc « connaissent la musique ». Or les résultats de la variable moratoire qui ne s’applique ici qu’aux cohortes 1971‑1980 et 1981 et après, ne sont pas ceux auxquels les spécialistes de la socialisation politique sont habitués. Dans 4 cas partisans sur 6, le coefficient indique que les « jeunes électeurs » auraient plus de chances de bien situer les partis que le reste de l’électorat, ce qui n’est vraiment pas attendu. On pourrait objecter que ces coefficients ne sont pas significatifs dans la majeure partie des cas. Mais, si on supprime cette variable de l’équation, l’écart entre les cohortes post‑baby‑boom et la cohorte de référence s’en trouve alors accru en faveur d’une encore meilleure capacité des premiers à situer les partis politiques. Dans ces modèles 3 modifiés, des écarts significatifs apparaissent. Les post‑baby‑boomers font donc beaucoup mieux que ce que leur niveau d’intérêt politique le laisserait supposer.

Vincent Tiberj

[1] Vincent Tiberj, Les citoyens qui viennent, Paris, PUF, 2017, chapitre 1, p.86-97

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

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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

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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).

Comment les inégalités de genre au sein des cohortes évoluent sur l’appétence politique

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L’érosion du gender gap sur la discussion politique

Sources : probabilités prédites par le modèle à partir du Mannheim Eurobarometer Trend File complété par V. Tiberj pour la période 2002 2013. Les données ont été lissées sur une période de 3 ans. Sont reproduites ici les différences de proportions de répondants ne discutant jamais de politique parmi les femmes et parmi les hommes

Sources : probabilités prédites par le modèle à partir du Mannheim Eurobarometer Trend File complété par V. Tiberj pour la période 2002 2013. Les données ont été lissées sur une période de 3 ans. Sont reproduites ici les différences de proportions de répondants ne discutant jamais de politique parmi les femmes et parmi les hommes

Les femmes des cohortes récentes se différencient moins des hommes que leurs homologues nées avant 1951 quand il s’agit de parler politique; le différentiel de proportion entre les femmes et les /hommes qui ne discutent jamais politique n’est plus que de 6 points de pourcentage environ depuis 2005, pour les cohortes nées en 1951 et après, quand il stagne autour de 10 points pour la cohorte 1941‑1950 et dépasse largement les 12 points pour celles nées avant‑guerre. Ce rattrapage progressif des femmes s’explique sans doute par la fin du déséquilibre entre les sexes en matière de diplômes[1]. D’ailleurs cet effet d’éducation associé à des taux de mortalité dissemblables permet aussi de comprendre l’aggravation des différentiels femmes/hommes dans les cohortes nées avant‑guerre. Les femmes moins diplômées vivent plus longtemps que les hommes ; cadres ou exerçant une profession intermédiaire, donc souvent les plus diplômés, vivent plus longtemps que les ouvriers et employés, moins diplômés. Ceux des cohortes anciennes voient ainsi leur niveau moyen de diplôme progresser[2] (pas parce qu’ils ont repris leurs études) alors que celui des femmes reste similaire[3]. En résumé, la politique semble moins un domaine masculin au sein des cohortes récentes, mais les différences de genre persistent sur l’appétence politique, y compris dans des générations de femmes qui ont toujours eu le droit de vote et un accès égal à l’éducation.

V.Tiberj

 

[1]        Les femmes des cohortes récentes sont désormais plus diplômées que leurs homologues masculins quand la situation inverse s’applique aux cohortes anciennes.

[2]        Dans la cohorte 1930 et avant, 24 % déclarent avoir quitté le système scolaire à 18 ans ou plus et 56 % avant 14 ans dans les années 1970. Dans les années 2005 et après ils sont 31 % et 48 %.

[3]        Toujours dans la même cohorte, 19 % des femmes auraient quitté le système scolaire à 18 ans et plus et 56 % avant 14 ans dans les années 1970, contre 20 % et 58 % dans les années 2005 et après.