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Qui changent et pourquoi ? Stabilité et évolution des opinions dans la France des années 2010

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Abstract

Longtemps l’instabilité des préférences politiques a été considéré comme un effet de l’incompétence politique (Converse, 1964). Pourtant on a pu constater dans les dernières années en France et ailleurs que les électeurs ont un rapport de plus en plus distancié et mouvant à l’égard des composantes de l’offre politique (Chiche Haegel, Tiberj, 2002 Tiberj, Denni, Mayer, 2013). On se posera donc la question de qui « bouge » et pourquoi. Il s’agira d’analyser la part d’explication apportée par la compétence politique mais mises en concurrence. On s’interrogera ainsi sur deux pistes. Le renouvellement générationnel a-t-il un impact sur ces changements, notamment à travers les transformations du rapport au politique qui l’accompagne (mobilisation cognitive, défiance, montée du vote conjoncturel) ? On testera également l’hypothèse des réseaux de discussion dans lesquels s’insèrent les individus, et notamment de leur hétérogénéité, car trop souvent l’analyse reste cantonnée à une approche atomistique (Braconnier, 2010). Pour ce faire on utilisera l’enquête Dynamob qui permet de suivre les mêmes individus entre septembre 2013 et le printemps 2015 et de mesurer le changement à la fois sur le positionnement gauche/ droite, la proximité partisane, le vote et les probabilités de vote. Usually changes in political preferences are considered as the consequence of low level of political sophistication (Converse 1964). Yet in the recent decades French voters have shown a greater propensity to change their political alignments and to distant themselves form the political offer (Chiche Haegel, Tiberj, 2002 Tiberj, Denni, Mayer, 2013). Hence we will focus on the following questions: who moves and why? Obviously political sophistication will count among the hypotheses tested, beside two others ones. What is the weight of generational replacement on this phenomenon? Post-baby-boomers can have a very different relationship to politics, notably regarding their distrust toward politicians. Last but not the least, we will try to investigate the role of personal networks on political preferences stability and change, trying to treat individuals outside the atomistic approach (Braconnier, 2010). The dynamo panel will be used. This survey is particularly suitable since it follows the same individuals from September 2013 to spring 2015 so far and included measure of left/ right selfplacement, partisan proximity, votes and voting probabilities.
Congrès AFSP Aix 2015
ST2 Politique des temps ordinaires et politique des temps électoraux
Qui changent et pourquoi ? Stabilité et évolution des opinions dans la France des
années 2010
Vincent Tiberj (Sciences Po Paris - Centre d’Etudes Européennes)
Introduction : l’ambiguïté du changement
Les changements dopinions en sociologie électorale quantitative suscitent une sorte de paradoxe.
Repérer des individus qui passent de la gauche à la droite et inversement est bien souvent un objectif en
soi pour expliquer les dynamiques politiques en cours dans un pays. On disposerait alors de modèle du
changement, là où nos outils canoniques restent des modèles de la stabilité, ancrés sur des déterminants
de long terme que ce soient la fidélité aux groupes d’appartenance de Columbia, le lien psychoaffectif à
un parti de Michigan ou encore les variables lourdes des modèles français. Détecter de telles évolutions
permettrait de rouvrir les interrogations sur le poids du court terme, sur les effets médias, sur la
sociologie de la réception des messages politiques ou encore sur l‘importance de la discussion politique
(Braconnier, 2010, Zuckerman et al, 2007).
Pourtant ces mêmes changements sont souvent considérés comme suspects depuis le chapitre
fondateur de Philip Converse (1964). L’instabilité est avant tout affaire de sophistication politique : les
électeurs qui bougent sont les individus les moins compétents. Parmi les citoyens ordinaires seuls le lien
partisan et dans une moindre mesure les attitudes à l’égard des afro-américains résistent au temps à la
différence de nombre d ‘autres réponses. L’instabilité des réponses dans le temps vient alors s’ajouter à
d’autres caractéristiques comme les faibles niveaux d’information et d’intérêt et l’incohérence des
opinions pour aboutir à la vision « minimaliste » du citoyen ordinaire, selon l’expression de Paul
Sniderman (1993).
Converse, mais aussi en France Pierre Bourdieu (1979), Daniel Gaxie (1978), et plus récemment Loïc
Blondiaux (1997) ou Patrick Lehingue (2007) ont montré combien les questions de sondage sont loin de
mesurer systématiquement des « vraies attitudes ». Au contraire, nombre de répondants, pris dans une
interaction imposée et asymétrique, en arrivent à répondre au hasard, conscients que leurs
comportements sont encadrés par le double effet de désirabilité sociale d’avoir une opinion et d’avoir
certaines opinions.
Pourtant, les travaux de Stimson (1991) et Page et Shapiro (1992) remettent en question cette vision
dominante du changement comme produit de l’incompétence des répondants. Leur apport tient d’abord
au changement de focale. Leur unité d’analyse n’est plus l’individu mais l’échantillon et surtout ce qu’il
est censé représenté, l’électorat d’un pays. En constituant des bases de données recensant l’ensemble
des séries de questions sondagières depuis les années 50, ces travaux mettent en évidence des
évolutions politiques qui ne peuvent être simplement considérées comme le fruit du hasard. Page et
Shapiro écriront ainsi à propos de ce qu’ils appellent « l’opinion collective » qu’elle est " : « stable though
not immovable), meaningful, an indeed rational » à la différence de l’irrationalité individuelle. A partir du
public policy mood créé par Stimson, Christopher Wlezien (1995) élabore le modèle de l’opinion
thermostatique qui postule que les préférences politiques mesurées dans les sondages évoluent dans le
sens inverse des politiques menées par le gouvernement en place : une administration républicaine
entraînera des demandes de gauche tandis qu’une administration démocrate induira une « droitisation »
des demandes. Ces évolutions ont pu être retrouvé au Royaume-Uni et au Canada (Soroka, Wlezien,
2009), et en France (Stimson, Tiberj, Thiébaut, 2013). A partir des données sur la tolérance à l’égard des
Afro-Américains aux Etats-Unis, Kellstedt développe un modèle dérivé de celui de l’ambivalence de Zaller
(1992) : pour expliquer les évolutions de ces attitudes il postule qu’en chacun coexistent des dispositions
à la tolérance et à l’intolérance dont la prévalence des unes sur les autres est déterminée par le contexte
social et politique au moment de l’enquête
1
.
Cette approche macropolitique est elle-même critiquée, tant d’un point de vue théoriquee
quempirique. Pour Scott Althaus (2004), on peut douter de l’« universalité du mouvement ». Après tout,
dès qu’on agrège des comportements individuels, on peut imaginer la situation suivante où deux
composantes entrent en jeu mais seule la seconde influera vraiment au niveau agrégé: 1) un bruit (noise)
constitué des mouvements erratiques d’une large majorité d’individus, qui s’annihile au niveau agrégé
parce que ces mouvements individuels sont le produit du hasard et vont aller dans des sens opposés et
2) une minorité d’individus spécifiques, notamment en termes de compétence, qui tous évoluent dans
un même sens (signal) et donc font le changement constaté dans les indices longitudinaux. Plusieurs
études (Soroka, Wlezien, 2009, Enns, Kellstedt, 2008, Stimson, Tiberj, Thiébaut, op. cit., Gonthier, 2015)
montre que le mouvement global tend à se retrouver dans lensemble des groupes politiques ou de
diplômes. A tel point que Soroka et Wleizen utilisent le terme de « parrallel publics ».
Pourtant ces travaux partagent un défaut empirique majeur : ils ne comparent que des échantillons ou
des groupes au sein de ces échantillons. A aucun moment ils sont en mesure de statuer sur le
mouvement au niveau des individus. Du coup il est impossible de vraiment discuter la critique de Scott
Althaus, tout au plus est-elle relativisée quand on constate des mouvements parallèles entre des
groupes de niveau de sophistication politique différent.
C’est donc la question de la nature du changement au niveau individuel qui nous occupe ici. Or on n’en
connaît finalement pas grand-chose, notamment dans les périodes de politique ordinaire puisque la
plupart des enquêtes quantitatives dont on peut disposer ont été produites à l’occasion d’élections de
premier ordre. On devrait s’attendre à ce que seule une minorité d’individus particulièrement politisés
suivent l’actualité politique, la grande majorité des autres s’en désintéressant. Dans ce cas si on détectait
un changement, il devrait être conforme au modèle des réponses « au hasard » et donc se caractériser
par des évolutions purement aléatoires dans le temps et seulement une minorité des répondants soit
seraient stables dans le temps, soit « bougeraient » de manière cohérente.
D’autres modèles sont possibles, parmi lesquels celui du monitorial citizen (Schudson 1998) : en dehors
des périodes d’élections, le citoyen vaquerait à ses activités tout en « gardant un œil sur la scène » au
cas où il serait nécessaire de réinvestir le politique. Derrière cette conception se trouve la figure de
l’électeur raisonnant (Sniderman, Brody, Tetlock 1991), également sensible aux événements et
notamment aux « alertes au feu » régulièrement produites par les élites politiques (Popkins 1991).
1
Ce modèle est d’ailleurs particulièrement heuristique pour expliquer les variations de l’indice longitudinal de
tolérance fondé sur le baromètre de la CNCDH (Stimson, Tiberj, Thiébaut, 2009).
Une autre piste pour expliquer le changement doit être suivie dès lors qu’on sort de la vision trop
atomistique des enquêtes d’opinion (Braconnier, 2010, Lehingue, 2011) : les électeurs ne sont pas des
acteurs isolés du monde social. L’enquête par sondage de par son dispositif et ses consignes
2
a
effectivement tendance à entretenir la fiction d’un individu disposant d’opinion et de préférence qui lui
sont propres. Or, comme le rappellent Patrick Lehingue et Céline Braconnier, Lazarsfeld et ses collègues
avaient très tôt pointé le rôle des réseaux personnels dans l’élaboration des choix individuels, qu’ils
s’agissent de cinéma ou de politique. De même, la discussion et les micropressions des proches, des
amis, des voisins, poussent les électeurs à se mobiliser pour aller voter ou se former une opinion
(Braconnier, Dormagen, 2007). On obtiendrait sans aucun doute des résultats très différents si lors d’une
enquête par sondage on suspendait l’entretien pour laisser aux enquêtés le temps d’en parler à leurs
proches ou de se renseigner. D’ailleurs c’est effectivement ce qu’on a pu simuler dans l’enquête CEVIPOF
/ Stanford démocratie (Sniderman, Jackman, Tiberj, 2002) : l’utilisation d’un contre-argument, qui
constitue un équivalent très simpliste d’une discussion politique, a rendu les réponses plus cohérentes.
Le changement d’un individu peut donc être un changement plus collectif, fruit de discussions
communes. Ce peut être tout un foyer qui bascule et non un électeur. Or certains de ces foyers sont
possiblement plus susceptibles d’évoluer que d’autres (Zuckerman etal, 2007) : un foyer constitué
d’’électeurs socialistes développera peut-être une plus forte résistance face à la désillusion à l’égard du
pouvoir en place qu’un foyer dont les deux parents sont d’un bord opposé, par exemple. Cela remet au
centre des préoccupations la structure des réseaux d’interconnaissance eux-mêmes. Comme le fait
remarquer Alexis Ferrand(2015), les individus sont encastrés dans des réseaux différents (famille, amis,
travail) qui eux-mêmes peuvent avoir des couleurs politiques très différentes : leur opinion peut alors
être plurielle parce qu’au sein de chacun de ses réseaux, les sujets abordés et la manière dont ils sont
traités peuvent eux-mêmes être très différents.
Objectifs et hypothèses :
Les évolutions des réponses peuvent donc être de natures et d’origines très différentes : bruit et
réponses de hasard, effet de convictions, actualisations des préférences, effets de réseaux de
discussions. Si ces variations sont très majoritairement dues à des réponses de hasard, elles peuvent
remettre en question la notion même d’opinion trop souvent associée à ces réponses. On essaiera de
progresser dans cette compréhension des évolutions des réponses à partir d’un jeu de données original :
le panel DYNAMOB qui ambitionne de suivre les mêmes individus de septembre 2013 à juin 2017.
Plusieurs hypothèses seront testées dans cette contribution.
Les premières tiennent à l’impact présumé de la compétence politique. Celle-ci peut agir de différentes
manières.
H1 : les individus qui évoluent le font parce qu’ils n’ont pas de réelles préférences et attitudes politiques.
Ils répondent alors au hasard, à la différence des citoyens idéologisés qui restent stables.
H2 : la grande majorité des individus ne prête pas d’attention à ce qui se passe en politique, par
conséquent les citoyens « ordinaires » n’ont pas de raison d’évoluer d’une vague à l’autre. En revanche
les citoyens intéressés adaptent leurs préférences politiques en fonction du contexte.
La troisième hypothèse renvoie à la question des réseaux de discussions politiques :
H3 : les répondants encastrés dans des réseaux politiquement hétérogènes ont plus de chances de
changer d’avis, indépendamment de leur niveau de compétence politique
Les dernières hypothèses tiennent aux changements d’origine thermostatique.
2
Il est explicitement demandé aux enquêteurs de s’assurer que la personne sondée ne prenne pas d’avis de tiers
lors de l’interview.
H4 : une partie des changements d’opinion provient du contexte politique de l’enquête. On peut
postuler que ce changement est défavorable au gouvernement socialiste en place. Premièrement, il
existerait un effet d’usure dû essentiellement au fait que le gouvernement ne peut que décevoir
progressivement certains des groupes qui le soutiennent (Mueller 1973, Stimson 1976). Deuxièmement,
la popularité de l’exécutif dépend de la conjoncture : essentiellement les indicateurs
macroéconomiques (Monroe 1984, Lewis-Beck, 1988). Dans les deux cas, le mouvement doit donc être à
la baisse de la gauche au sein du Panel.
Mais qui est affecté par ses changements ? Plusieurs hypothèses corolaires peuvent être faites :
H4a : les citoyens sophistiqués résistent mieux aux évolutions thermostatiques parce qu’ils sont plus
idéologisés.
H4b : les changements thermostatiques ne sont pas affectés par le niveau de compétence politique.
H4c : les panélistes insérés dans des réseaux politiquement homogènes résistent mieux aux
changements thermostatiques.
Les données : le panel DYNAMOB
Le projet « Dynamiques de mobilisation » (DYNAMOB) est une enquête par panel qui interrogera les
mêmes individus au moins quatre fois par an entre 2013 et 2017. Cette enquête couvrira à la fois des
périodes de « politique ordinaire » et cinq grandes élections des municipales de 2014 aux législatives de
2017.
L’enquête s’inscrit dans le cadre du panel ELIPSS de DIME-SHS. Il consiste en un échantillon de personnes
âgées de 18 à 75 ans tiré aléatoirement par l’INSEE dans le recensement de la population. ELIPSS se
singularise par son mode de collecte principal : une tablette tactile et un abonnement internet sont
proposés à tous les panélistes ; en contrepartie ils sengagent à répondre à 30 minutes de questionnaire
par mois. L’échantillonnage aléatoire et l’inclusion des personnes sans accès internet sont les premiers
éléments indispensables pour réaliser des enquêtes internet statistiquement valides. La mise à
disposition de tablettes devrait favoriser la participation à ELIPSS et ainsi réduire le biais d’attrition qui
pénalise si souvent les panels de long terme.
Dynamob permettra d’analyser les logiques de formation des préférences et de choix face à différents
types d’élections (municipales et européennes en 2014, régionales en 2015, présidentielle et législatives
en 2017), en somme de passer des individus aux électeurs. Par ailleurs, le projet vise à mieux
comprendre la « politique des temps ordinaires » DYNAMOB est animé par des équipes issues de
l’Institut d’études politiques de Bordeaux (Centre Emile Durkheim), de l’Institut d’études politiques de
Grenoble (PACTE) et de Sciences Po (Centre d’études européennes et CEVIPOF) ainsi que du CEPEL.
Les panels sont des dispositifs complexes. Leur but est de mesurer les évolutions dans le temps tout en
évitant de les lasser. Cette lassitude pourrait causer de l’attrition, l’un des biais les plus problématique
pour ces dispositifs, en plus du phénomène de professionnalisation des répondants. Par conséquent, les
questionnaires DYNAMOB sont constitués en partie de questions à vague unique mais aussi de questions
trends qu’on essaye de répéter régulièrement mais pas systématiquement. Cela rend les comparaisons
temporelles plus complexes mais évitent que progressivement les répondants s’investissent de moins en
moins dans la formulation de leurs réponses.
Vague
Date
Questions posées
Nombre de répondants
1 (vague initiale)
Sept 2013
Gauche / droite, proximité
partisane, probabilités de vote
975
2 (temps ordinaire)
Déc 2013
Proximité partisane, probabilités
de vote
825
3 (pré-municipales)
Mars 2014
608
4 (post-municipales)
Avril 2014
Gauche / droite, probabilités de
vote
797
5 (pré-européennes)
Mai 2014
717
6 (vague annuelle)
Juin 2014
Gauche / droite, proximité
partisane, probabilités de vote
773
On peut mesurer le positionnement politique de plusieurs façons : par l’autopositionnement sur un axe
gauche / droite, par la déclaration d’un parti préféré (ou le moins éloigné), par les intentions de vote sur
une liste fermée ou par les probabilités de vote. Elles ont l’avantage de mesurer un éventail de lien à
chaque composante de l’offre politique, de l’exclusion à l’adhésion (Tiberj, Denni, Mayer, 2013). Ces
différentes mesures n’ont pas a priori la même centralité pour les individus et leurs identités politiques.
Ainsi, aux Etat-Unis, l’identification au champ politique passe essentiellement par les partis, quand en
France, il s’agit avant tout d’être de gauche ou d’être de droite (Percheron, 1974). Ainsi Anne Muxel
peut-elle écrire : le vote « engage peu l’individu, en tout cas moins que d’autres attributs de son identité
politique, et reste soumis aux effets de conjoncture. Les individus peuvent hésiter, changer leur vote,
sans pour autant remettre en question leurs attaches politiques initiales plus ou moins fondatrices »
(Muxel, 2011). On peut s’attendre donc à des variations plus ou moins fortes selon le type de lien
politique analysé: le positionnement à gauche ou à droite devrait apparaître plus stable que le lien
partisan par exemple
La production de l’instabilité : l’impact des questions elles-mêmes
La passation des questions peut induire des différences de réponses artificielles. Ainsi il y aura sans
doute moins de variations d’une vague à l’autre si les modalités de réponses sont peu nombreuses : une
question de positionnement gauche / droite en 7 positions induira moins de variations qu’une grille de
réponse en 11 positions comme dans les European Social Survey. On peut aussi s’attendre à ce que le
type de modalité de réponses pèse aussi sur leur stabilité. Un positionnement numérique (1, 2 ou 3)
induira sans doute un positionnement moins stable que des modalités labélisées en « très à gauche »,
« à gauche » ou au « centre-gauche ». La proximité partisane, parce que sont énumérés des partis, sera
sans doute un peu plus stable par effet de questionnement que qu’une échelle allant de la gauche à la
droite, ou une probabilité de vote allant de 0 à 10.
On mesurera des mouvements qui n’ont pas le même sens : certains seront juste du bruit statistique
produit par le processus de passation d’enquête quand d’autres sont le signe d’un mouvement d’une
tout autre importance. Ainsi passer de 2 à 4 sur l’échelle gauche/ droite ou sur une probabilité de vote
dénote un changement pour un individu, mais le sens de sa réponse reste grosso modo le même : dans
un cas il se situe toujours à gauche, dans l’autre il continue de rejeter le parti testé. En revanche, passer
de 4 à 6 induira alors soit le passage d’un placement à gauche à un placement à droite ou le passage d’un
refus de vote à un vote possible pour un parti.
Pour mesurer les variations on a développé deux mesures : l’une recense le taux de stabilité, c’est-à-dire
le fait d’avoir donné systématiquement la même réponse à 3 reprises pour l’axe gauche / droite et la
proximité partisane ou à 4 reprises dans le cas des probabilités de vote. L’autre mesure se fonde sur la
variabilité puisqu’il s’agit de l’écart-type des réponses pour chaque panéliste. Cette mesure a l’avantage
d’être continue mais est plus difficilement comparable d’une question à l’autre puisqu’elle dépend du
nombre de modalités de réponses. Un écart-type de 0 correspond à une réponse stable sur l’ensemble
des vagues.
Les effets du mode de passation sont importants dans l’appréhension des changements d’une vague à
l’autre. C’est flagrant quand on compare la proximité partisane et le positionnement gauche / droite
dans leurs formes brutes. Seulement 24% des panélistes ont donné exactement la même réponse en
vague 1, 4 et 6 pour laxe gauche / droite tandis que pour la même durée d’enquête cette stabilité
s’élève à 52% des réponses pour la proximité partisane (avec un nombre de modalités de réponses
supérieur). Pourtant il s’agit dans le cas du positionnement gauche / droite d’effets de mode
d’interrogation : la stabilité des réponses double dès lors qu’on recode les réponses entre très à gauche,
à gauche, au centre, à droite ou très à droite. Une partie importante des variations qui demeurent
correspond à des évolutions au sein des deux camps : si on opère un regroupement en gauche, centre ou
droite, le taux de stabilité atteint alors 64%. En parallèle la stabilité du lien partisan progresse assez peu
avec le recodage en 4 alors que celui-ci est grossier : il consiste à regrouper tous les partis de gauche au
sein d’une modalité, tous les partis du centre ou de la droite modérée dans une autre, tout en
distinguant le FN d’une part et les sans partis d’autre part.
Une large partie des variations de réponse sur les mesures de probabilités de vote est également au
mode de passation. Le taux de stabilité est généralement plus faible que pour l’axe gauche /droite,
exception faite du FN. Le taux de stabilité oscille entre 10% pour le Modem et 18% pour le PS. Cette
variabilité des réponses s’explique parce qu’une mesure numérique est moins engageante. D’ailleurs
quand on analyse les réponses stables on constate qu’elles le sont pour des valeurs à symbole fort : le
zéro, le cinq (qui correspond à de la neutralité), et le dix, signe d’une adhésion sans faille. Ainsi parmi les
individus qui n’ont pas changé de réponse « brute » sur leur propension à voter PS : 58% ont indiqué une
probabilité nulle, 15% un 5 et 18% un 10. Dans le cas de l’UMP les proportions sont respectivement de
64%, 10.5% et 16.5%. De manière intéressante une fois qu’on a regroupé les réponses en 4 types : les
réponses nulles d’exclusion, les réponses de rejet (de 1 à 4), la réponse neutre (5) et les réponses
positives (de 6 à 10), la stabilité progresse mais pas au point d’atteindre des niveaux similaires à ceux de
la proximité partisane ou de l’axe gauche / droite. Le FN constitue une exception en termes de stabilité
essentiellement parce que ce parti est un repère négatif stable pour nombre de panélistes : 48% d’entre
eux n’évoluent pas d’une case dans leur réponse et dans 90% des cas ils ne bougent pas de la case zéro
(dans 5% des cas de la case 10).
Stabilité des réponses : le poids de la compétence politique
Quand il s’agit de mesurer des phénomènes relatifs à la compétence politique des individus, il faut
s’interroger sur les biais des sondages d’opinion et notamment les répondants fantômes (Brehm, 1993),
a fortiori quand on travaille sur un panel.
Généralement les individus ne sont pas égaux dans le fait d’être tiré au sort, même si l’échantillon de
base du panel ELIPSS a la particularité d’avoir été établi par l’INSEE
3
. Ils ne sont pas non plus égaux dans
l’acceptation d’être interrogé. Les ouvriers ont plus de chances de refuser que les cadres, ou les sans-
diplômes par rapport aux diplômés de l’université. De plus les panélistes les moins dotés en capital
culturel ou les moins intéressés par la politique ont plus de chances de quitter les panels (Le Hay, 2009),
même si ici encore le dispositif ELIPSS tend à limiter l’attrition par le contrat signé avec les panélistes.
On pourrait donc faire une estimation de l’effet de la compétence politique sur un échantillon biaisé, qui
ne couvre pas l’ensemble du spectre, particulièrement les électeurs les moins dotés en capital culturel.
Le taux de diplômés est particulièrement haut dans ce panel : ils sont 43.5% à avoir fréquenté
l’université contre 27% dans l’échantillon de la dernière vague de l’ESS (22% dans le recensement de
2006). C’est effectivement problématique lais il faut prendre en compte avec plus dattention lensemble
des conséquences du phénomène du répondant fantôme.
Ce phénomène fait que des groupes sociaux s’avèrent sous-représentés dans les échantillons parce que
ces membres refusent plus souvent de répondre aux questions de sondage. En conséquence leur sous-
représentation peut fausser les pourcentages (par exemple les pourcentages de sans-réponses).
En revanche, le phénomène du répondant fantôme doit être appréhendé comme un phénomène
probabiliste. Les individus concernés ont plus de chances de refuser de répondre, mais tous ne refusent
pas. Autrement dit, ils sont moins nombreux qu’ils devraient l’être mais ils peuvent être présents dans
l’échantillon. Par exemple j’ai repris les caractéristiques d’un des interviewés de Daniel Gaxie (2007) qui
cumulait les handicaps sociaux : un ouvrier de moins de 25 ans sorti sans qualification du système
scolaire. On en compte 2 dans DYNAMOB, l’un n’ayant connu qu’une scolarité primaire et l’autre qui est
allé jusqu’au collège.
3
Il faut avoir un téléphone fixe et ne pas être sur liste rouge pour être appelé, il ne faut pas vivre dans un habitat
collectif (foyer de jeune travailleur, hôpital, maison de retraite, centre d’hébergement, caserne) pour être dans le
fichier d’adresse de l’INSEE par exemple…
Leur présence en soi est rassurante pour la qualité des enquêtes (même si on devrait s’attendre à en
trouver plus) et surtout pour une raison méthodologique. Dès lors qu’on utilise des modèles de
régression multivariée la sous-représentation de certains groupes est moins problématique. Les enjeux
statistiques de la taille des groupes qui affectent les calculs des pourcentages ne pèsent que dans le
calcul de l’erreur-standard des coefficients dune régression, pas sur les coefficients eux-mêmes.
Autrement dit une sous-représentation affecte possiblement le fait qu’un coefficient s’écarte
suffisamment de l’hypothèse nulle mais pas le coefficient en lui-même. Le répondant fantôme affecte les
pourcentages obtenus avec un sondage mais beaucoup moins les structures de cet échantillon qui
fondent les analyses de régressions. On peut donc raisonnablement travailler sur les conséquences de la
compétence politique puisqu’on dispose d’un spectre de situations sociales relativement ouvert, même
si on compte trop d’individus dans les catégories sociales favorisées.
Pour appréhender la compétence politique plusieurs variables sont possibles, notamment celles
mesurant les connaissances politiques. Néanmoins, on a choisi de ne pas y recourir à cause dinternet :
les répondants sont à portée de clic des bonnes réponses. La compétence politique sera appréhendée à
partir des logiques sociales et politiques et notamment une variable composite d’intérêt et de diplôme
(Tiberj, 2004). Le diplôme approxime un stock de connaissance mais aussi des capacités cognitives de
raisonnement tandis que l’intérêt politique peut distinguer les autodidactes de la politique qu’avaient
mis en évidence Michelat et Simon (1985). Il sagit de ces individus que leur position sociale ne destine
pas à être compétent mais qui ont développé une appétence spécifique pour ce champ. En analyse
multivariée, on reprendra l’ensemble des diplômes et des niveaux d’intérêt ainsi que le genre et l’âge.
Les résultats sont particulièrement clairs : les panélistes de DYNAMOB ressemblent aux panélistes
analysés par Philip Converse : moins ils sont diplômés et intéressés par la politique plus grandes sont
leurs chances de changer de réponse. Ainsi même dans les conditions de stabilité les plus favorables,
avec des recodages particulièrement larges, 76% des bacheliers intéressés donnent le même type de
placement sur l’axe gauche / droite contre 45% des non-bacheliers non-intéressés. Pour les probabilités
de vote pour les deux principaux partis, 53% des bacheliers intéressés ne changent pas de position pour
le PS et 48% pour l’UMP mais ils ne sont plus que 34% et 30% respectivement parmi les non-bacheliers
non-intéressés. Au vu de ces résultats et de leur systématicité, clairement la grille de lecture
« minimaliste » semble la bonne : effectivement les panélistes « ordinaires » répondent plus souvent de
manière erratique, à des questions qui pourtant sont loin d’être des questions d’experts. Ils peuvent
alors soit choisir une réponse au hasard ou même être sincère dans leur choix mais en changer dans un
temps finalement pas si long.
Il faut cependant garder à l’esprit plusieurs points : 1) d’abord une proportion non-négligeable des
panélistes ordinaires restent stables dans leurs alignements (ou non-alignements) politiques ; 2) Ensuite,
on compte aussi des panélistes « sophistiqués » qui évoluent en une seule année ; 3) on travaille ici sur
une période de « basse intensité » : peut-être constaterait-t-on une instabilité moins forte dans ces
périodes d’effervescence que constituent des campagnes présidentielles.
Enfin, on retrouve bien la logique de compensation des handicaps qu’induit l’intérêt pour la politique.
Les autodidactes de la politique, peu diplômés mais intéressés, s’avèrent ainsi parfois plus stables que
des diplômés peu intéressés notamment quand il s’agit de la proximité partisane ou de certaines
probabilités de vote. Par ailleurs difficile de trancher sur la plus ou moins grande stabilité dans le temps
de l’identification partisane par rapport à l’axe gauche / droite, les résultats étant relativement similaires
qu’on compare le positionnement gauche / droite en 3 ce qui équivaut à se dire « de gauche », « de
droite » ou « ni de gauche ni de droite », et la proximité partisane en 7 qui regroupe la gauche de la
gauche, le PS, EELV, le MODEM ou l’UDI, l’UMP, le FN et les sans-partis. Enfin reste le cas du Modem :
clairement ce parti ressemble à un astre mort du point de vue des panélistes : ni les citoyens
sophistiqués, ni les citoyens ordinaires ne semblent avoir d’opinion très arrêtées à son endroit. On peut
se demander si, dans ce cas, tous ne répondent pas au hasard.
Instabilité
gauche / droite
Proximité partisane
Proba PS
Proba UMP
Proba FN
Proba Modem
Diplôme
Primaire
2.90***
1.80**
1.93**
1.70*
3.03***
1.10
Secondaire
2.17***
1.41*
1.57**
1.49*
1.87***
1.17
Bac
1.32
.83
1.40
1.43
1.55*
1.23
Supérieur (ref.)
Intérêt
politique
Assez
1.39
.82
1.27
.85
1.49
1.31
Peu
2.32***
2.25***
1.81**
1.45
2.08**
1.34
Pas du tout
3.97***
2.05*
2.95**
1.56
4.07***
.95
Très intéressés (ref.)
Age
35-44 ans
.84
.77
.83
.74
.74
.95
45-54 ans
.86
1.04
.97
1.05
.91
1.21
55 ans et plus
.82
.67
.79
.70
.69
1.14
18-34 (ref.)
Sexe
Femme
1.00
.89
.99
.81
.63**
.89
Homme (ref.)
R2
5,5%
5,5%
2,5%
2,5%
5%
0,5%
L’analyse multivariée vient confirmer ce qu’on sait déjà. Moins un panéliste est diplômé, plus ses
réponses ont de chances de changer (sachant qu’il s’agit ici des recodages les plus larges) : un répondant
pas du tout intéressé a donc quatre fois plus de chances de changer de réponses pour le positionnement
gauche / droite, et 2 fois plus de chances quand il s’agit de a proximité partisane. L’effet du diplôme est
également celui qu’on attend même s’il s’avère un peu moins fort : 3 fois plus de chances de changer de
réponse sur l’axe gauche / droite pour un diplômé au mieux du primaire par rapport à un diplômé du
supérieur et 2 fois plus de chances de changer pour la proximité partisane. On retrouve ces logiques avec
plus ou moins d’intensité pour les probabilités de vote PS, UMP ou FN. L’âge n’a pas d’effet significatif. Il
en va de même du genre, à l’exception notable du FN : les femmes ont 1.6 fois plus de chances de rester
stables (l’inverse de 0.6)) que les hommes toutes choses égales par ailleurs, preuve que le FN n’en a pas
encore fini avec le radical right gender gap.
Le poids des réseaux personnels
Les répondants ne sont pas des isolats sociaux et politiques. D’ailleurs, dans les enquêtes par internet
aucun enquêteur n’est présent pour s’assurer du contraire, il est tout à fait possible que les réponses
qu’on mesure soit le résultat de discussions en famille ou entre amis, face à la tablette.
Comment mesurer ?
Appréhender l’hétérogénéité politique des réseaux individuels est assez complexe. D’abord la discussion
politique reste une activité rare comparée à d’autres types de discussion, a fortiori dans des temps de
politique ordinaire. Ensuite, on tend naturellement à essentialiser les différences selon nos critères de
spécialistes de sociologie politique (gauche ou droite par exemple) sans pour autant que ces catégories
soient les mêmes pour les répondants. Pour l’heure on a d’abord adapté la batterie de questions mises
en place par les ANES en 2000 (voir notamment Mutz, 2006) : il s’agit d’identifier des individus avec
lesquels les répondants discutent de politique ou d’actualité puis de caractériser ces individus
notamment politiquement parlant.
L’expérience n’a pas été aussi prometteuse qu’on pouvait l’attendre. Seulement 45% des répondants
déclarent avoir un proche avec qui ils discutent politique ou dactualité, ce qui est sans aucun doute
minorer. D’ores et déjà on va appréhender l’hétérogénéité des réseaux des panélistes par d’autres
canaux : dans la vague d’avril 2015 on a posé des questions sur le positionnement politique du père et de
la mère d’ego et dans celle de juin 2015 on a demandé dans une batterie de questions sur les amis des
répondants s’ils en avaient de gauche et de droite. Mis bout à bout on disposera vraisemblablement
d’une image plus précise de l’environnement dans lequel évoluent les répondants.
Parmi ces 45% de panélistes pour lesquels on dispose dinformation on a donc pu mesurer si ce proche
était du même bord politique. En l’occurrence la dissonance politique est plus répandue qu’on pourrait
le penser. 37.5% d’entre eux placent le proche avec qui ils discutent dans un camp politique qui n’est pas
le leur : au centre ou à droite s’il est de gauche par exemple. Ceci plaide bien pour la prise en compte des
dissensus politiques dans les réseaux individuels (Huckfeldt, Johnson, Sprague, 2004).
Dissensus et instabilité : une logique en plus
De manière intéressante la compétence politique nest pas relié à lhétérogénéité des réseaux
individuels. Elle permet de distinguer les individus pour lesquels on n’a pas d’informations des autres : ils
sont 58.5% à se dire peu ou pas du tout intéressés contre 35% des individus en réseau dissensuel et
26.5% des individus en réseau consensuel. Autrement dit le conflit politique n’induit pas forcément le
retrait du politique comme on aurait pu le craindre avec les travaux de Nina Eliasoph (2010). Les
« dissensuels » sont 50% à avoir un diplôme du supérieur, les « consensuels » 54.5% contre 35.5% chez
les individus « sans information ». Parmi les répondants en réseau dissensuel 44% sont à gauche en
première vague et 32.5% à droite, parmi les répondants à réseau consensuel ils sont respectivement 43%
à gauche et 42.5% à droite tandis que les « sans informations » se répartissent en classe égale entre
gauche, centre et droite.
Mais surtout la structure des réseaux individuels a effectivement un impact sur la stabilité des
préférences politiques. Les « consensuels » restent stables dans 76.5% des cas quand il se place sur l’axe
gauche /droite, tandis que les dissensuels ne sont plus que 55.5% et les sans-informations 61%. En
matière de proximité partisane 77.5% des consensuels restent stables contre 57% des sans-information
et 60.5% des dissensuels.
On pourrait considérer que les dissensuels sont en fait des individus pour lesquels la politique n’est pas si
importante : leur plus grande instabilité serait alors un simple reflet de leur moindre engagement
idéologique. Ce nest pas le cas : d’abord on trouve parmi eux une proportion non-négligeable de
citoyens « sophistiqués », ensuite la structure des réseaux a effectivement un impact ceteris paribus.
Instabilité
gauche / droite
Proximité partisane
Proba PS
Proba UMP
Proba FN
Proba Modem
type de réseau
Dissensus
2.61***
2.18***
.97
2.48***
1.30
.64
pas d'info
1.43
1.80***
1.28
2.01***
1.19
1.06
Consensus (ref.)
Diplôme
Primaire
2.95***
1.69*
1.84*
1.57
2.98***
1.06
Secondaire
2.24***
1.36
1.52**
1.43*
1.85***
1.13
Bac
1.36
.82
1.38
1.42
1.55**
1.21
Supérieur (ref.)
Intérêt
politique
Assez
1.40
.78
1.24
.81
1.49
1.30
Peu
2.34**
2.01
1.66*
1.25
2.03**
1.27
Pas du tout
3.93***
1.73
2.64**
1.21
3.87***
.90
Très intéressés (ref.)
Age
35-44 ans
.82
.77
.85
.74
.74
.98
45-54 ans
.79
1.02
.99
1.01
.90
1.28
55 ans et plus
.78
.65*
.80
.67
.68
1.18
18-34 (ref.)
Sexe
Femme
1.00
.91
1.01
.86
.64**
.90
Homme (ref.)
R2
7%
7%
3%
4,5%
6%
1%
Bien sûr la compétence politique continue de peser : moins un individu est intéressé et diplômé plus
grandes sont ses chances de changer de réponse. Mais en parallèle, les individus ayant un réseau
dissensuel ont 2.5 fois plus de chances de changer d’alignement politique ou 2 fois plus de chances de
changer de partis. Plusieurs mécanismes sont possiblement à l’œuvre derrière ce résultat : 1) un réseau
dissensuel induit sans doute d’être plus souvent confronté aux informations dissonantes, celles qu’on
laisse de côté dans les mécanismes de perception sélective ; 2) un réseau consensuel peut entretenir et
maintenir des préférences alors qu’un réseau dissensuel les questionne et les met sous pression ; 3) un
réseau dissensuel implique de devoir débattre plus souvent. Autrement dit une partie des changements
ne sont pas le fruit du hasard ou de l’incompétence des répondants. Se donne à voir aussi dans le panel
l’impact des échanges d’opinions quotidiennes qui font évoluer et changer d’avis. En cela les citoyens
constituent un ensemble plus effervescent quon pourrait le croire.
Des évolutions thermostatiques malgré tout
Jusqu’ici on a traité tous les mouvements de la même façon, sans se préoccuper de distinguer leur sens.
Or ce n’est pas la même chose de fluctuer et d’avoir une tendance. Or les deux types de mouvements
sont possibles : on peut effectivement constater des réponses au « hasard » et des évolutions en faveur
d’un camp ou d’un autre produit notamment par le contexte sociopolitique des enquêtes. Ce type de
mouvement a été théorisé avec le modèle thermostatique de l’opinion Les critiques de cette approche
pointent du doigt le fait que ces mouvements ont été constatés à partir de cumul d’échantillons et non
du suivi d’individus dans le temps. De plus une période plus longue que celle qu’on couvre pour l’instant
dans DYNAMOB (septembre 2013-juin 2014) pourrait apparaître nécessaire pour mesurer ce type de
changement. De surcroît, il n’y a pas eu de crises politiques particulièrement marquantes dans cette
période : l’intervention au Mali ou les manifestations anti-mariage pour tous ont eu lieu avant la
première vague par exemple et même si le gouvernement Ayrault a démissionné après les élections
municipales et les frondeurs ont commencé à se manifester, difficile de mettre ces évènements sur le
même plan.
Pourtant des évolutions significatives semblent bien avoir lieu, que ce soit sur la proximité partisane ou
sur le placement sur l’axe gauche / droite. Ainsi entre la vague 1 et la vague 6 le rapport de force entre la
gauche et la droite s’est inversé : on comptait 38.5% de panélistes à gauche et 35.5% à droite en
septembre 2013 ; ils sont respectivement 34.5% et 40.5% en juin 2014. Il faut rester prudent mais on
peut relever que les évolutions ont également eu lieu entre avril et juin 2014.
Les évolutions de la proximité partisane mettent également en évidence la baisse de la gauche de
gouvernement : la proximité au PS passe ainsi de 22.5% en septembre 2013 à 18% en décembre puis
14.5% en juin. De manière intéressante, lUMP ne progresse pas dans la même période, au contraire
puisque la proportion de proches de ce parti passe de 22.5% à 20% (ce quon peut aussi considérer
comme de la stabilité). On retrouve dans les données de DYNAMOB un phénomène quon a pu
également constater dans les évolutions de la popularité des partis depuis 2012 à partir des données de
TNS-Sofrès : le PS a vu son image se dégrader depuis lélection de François Hollande, ce qui est
généralement le lot de tous les partis au pouvoir, mais cette évolution na pas profité à son principal
concurrent, ce qui tranche avec le passé (Mayer, Tiberj, 2015). La part des sympathisants FN reste
relativement stable (et vraisemblablement sous-déclarée).
Cette érosion de la gauche est-elle le fait de citoyens ordinaires, plus sensibles aux cadrages et au bruit
médiatiques plutôt défavorables au président en place que des citoyens sophistiqués eux-mêmes plus
souvent idéologisés et donc capables de résister ? Cette érosion apparaît-elle en priorité parmi les
électeurs « dissensuels », qui ont plus de chances dêtre confrontés à des vues discordantes ? Les
électeurs « consensuels » résistent-ils mieux, protégés par leurs réseaux politiquement monocolores ?
Ces évolutions à léchelle de lensemble des panélistes napparaissent pas comme le propre dun groupe
en particulier. En loccurrence les évolutions comparées des panélistes selon leur niveau de diplôme et
dintérêt ou selon la structure de leur réseau suivent des évolutions parallèles. On aurait pu penser que
les panélistes intéressés et diplômés seraient plus stables que le reste de léchantillon. Pourtant parmi
eux la droite progresse de 6 points (de 38% à 44%) tandis que la gauche régresse de 5 points (de 44% à
39%) et le PS de 5.5 points (de 26% à 20.5%). Ces évolutions sont assez similaires à celles des panélistes
peu diplômés : la gauche régresse de 6 points (de 33% à 27%) et le PS de 7.5 points (de 16.5% à 9%)
quand la droite progresse de 5 points (de 28% à 33%).
Les panélistes consensuels semblent être moins touchés par les mouvements thermostatiques que les
dissensuels. Ainsi la droite ne progresse que de 1.5 point chez les consensuels contre 6 points chez les
dissensuels tandis que la gauche régresse de 3 points contre 5 points et le PS de 5.5 points contre 9.5
points. On peut donc y voir un effet de résistance, les panélistes qui ont un réseau homogène seraient
plus stables et moins sensibles aux cadrages médiatiques. Mais cela peut aussi être un effet retardant, ce
quil conviendra de vérifier à lavenir.
L’impact du temps sur le positionnement gauche / droite
par combinaisons diplôme / intérêt et types de réseaux
Centre vs. Gauche
Droite vs. Gauche
N
Coef
erreur standard
Coef
erreur standard
Observations
Clusters
d+ i+
.02
.03
.05***
.01
1001
396
d+ i-
.01
.03
.02
.02
571
212
d- i+
-.03
.05
.05*
.03
408
145
d- i-
.05
.04
.08**
.04
451
169
Dissensuel
.01
.05
.05
.03
401
145
Consensuel
.02
.03
.02
.01
653
241
Sans info
.01
.02
.07***
.02
1377
536
Note de lecture : il s’agit ici d’une régression multinomiale sur données de panel (avec la correction des erreurs
nécessaire). Les coefficients représentent l’impact du numéro de vague (donc du temps) sur le placement. Les
clusters représentent les panélistes et les observations le nombre de fois où on dispose d’informations sur eux.
Avant den conclure, on a voulu vérifier si les évolutions constatées dans le temps étaient significatives
ou non. La traduction empirique de lhypothèse H4 implique de prendre le numéro de vague comme une
variable approximante du « temps qui passe », avec lidée que plus une vague est éloignée de septembre
2013 plus le contexte politique est défavorable au pouvoir en place. On a effectué cette analyse
séparément pour chacune des combinaisons diplôme/ intérêt et des types de réseaux afin de vérifier la
tendance dans le temps indépendamment des caractéristiques individuels des panélistes.
Les coefficients de régression sont positifs et vont donc dans le sens dune « droitisation » des
panélistes : ils oscillent entre +0.02 et +0.08. Néanmoins ils ne sont pas systématiquement significatifs.
Cest notamment le cas pour les panélistes « consensuels ». Ce résultat renforce lidée dune plus grande
résistance de leur part. Mais cest aussi le cas des dissensuels. Néanmoins on peut considérer quil sagit
aussi dun effet dun effectif un peu trop réduit dans cette catégorie. Avec une mesure plus robuste de
lhétérogénéité des réseaux on obtiendra peut-être de meilleurs résultats. Enfin le « temps qui passe »
pèse significativement à la fois sur les électeurs les plus sophistiqués et les moins sophistiqués.
Autrement dit, linstabilité nest pas quaffaire de compétence politique, mais aussi de contexte
politique. Il faut aussi noté que les évolutions semblent être plus prononcées parmi les citoyens les
moins diplômés et intéressés.
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... Indeed, a large number of studies conducted in the last two decades clearly demonstrate that political sophistication does not contribute to volatility, but to stability. Less educated and poorly informed citizens are often found to be more prone than sophisticated voters to switch parties between two successive elections and to alter their vote intention during a campaign (Albright, 2009;Boy & Dupoirier, 1990;Jaffre & Chiche, 1997;Marthaler, 2008;Muxel, 2009;Tiberj, 2015;Walgrave et al., 2010). These recent findings largely concord with the traditional floating voter hypothesis (Berelson et al., 1963;Lazarsfeld et al., 1968). ...
... In most studies, this variable has been found to have no significant effect on volatility (e.g. Dassonneville, 2012;Kuhn, 2009;Soderlund, 2008;Tiberj, 2015;Walgrave et al., 2010). Nevertheless, gender sometimes affects the stability of party preferences; in some cases, women proved to be more volatile than men (e.g. ...
Article
Full-text available
Le présent article répond à deux objectifs. Premièrement il s’agit d’exposer une méthode statistique permettant un suivi dans le temps des évolutions de l’opinion publique là où trop souvent les chercheurs sont confrontés à des données incomplètes et des ruptures de séries. Cette méthode est celle du public policy mood inventée aux États-Unis par James Stimson. Deuxièmement, à partir de cette méthode, nous avons alors construit un indice longitudinal de tolérance aux immigrés sur la base du baromètre de la CNCDH et avons proposé d’en analyser les évolutions. L’opinion a considérablement évolué vers plus de tolérance entre 1990 et 2009 et ces évolutions ne peuvent pas seulement être expliquées par le renouvellement générationnel. Les préjugés xénophobes obéissent à la théorie thermostatique de l’opinion et évoluent désormais selon la couleur politique du gouvernement.
Book
Rien de plus naturel que l’âge. Être jeune ou vieux, avoir une date de naissance, vieillir au fil du temps qui passe sont autant d’éléments objectifs de la condition humaine que nul ne s’aviserait de contester. Les dictionnaires proposent pour le mot âge des significations qui renvoient à la durée ordinaire de la vie, mesurée de la naissance à la mort. L’âge est une unité de temps, la mesure de la vie humaine. Mais il est aussi une fraction de cette durée. L’âge recouvre non seulement l’ensemble du processus de vieillissement, mais aussi les degrés spécifiques d’une échelle comptable d’une durée d’existence. Il renvoie à une double perspective : diachronique et synchronique. On peut à la fois avoir conscience de son avancée en âge et se reconnaître enfant ou adulte, jeune ou vieux, ou même entre deux âges. En cela résident toute la richesse et toute l’ambiguïté d’une notion à laquelle nombre de présupposés et d’idées reçues sont attachés. (Premier paragraphe)
Book
Enseignante-chercheur américaine, Nina Eliasoph a publié en 1998 un ouvrage intitulé Avoiding Politics dont nous proposons aujourd’hui la traduction. L’inspiration de départ de Nina Eliasoph est celle des formats du langage de la société civile, notamment au sein des associations américaine. Eliasoph, à partir d’une enquête ethnographique, note le caractère étroit de l’engagement des personnes pour leur seul petit monde concret et le problème que cela pose pour un débat qui, s’il veut être démocratique, doit évoluer vers l’intérêt général, plutôt que se limiter à un repli sur des considérations pratiques sur le quotidien immédiat des personnes. Nina Eliasoph aborde plus généralement la question de la viabilité démocratique d’une société pour laquelle le fait politique aurait du mal à émerger faute de discussion politique en public et du développement d’une « sphère publique ». Tel est l’enjeu central de l’étude de la citoyenneté au quotidien de la société nord-américaine que l’auteur vise. Il s’agit bien de chercher « comment les citoyens créent un contexte pour des conversations politiques dans la vie de tous les jours ». C’est ici qu’Eliasoph explore l’apathie nord-américaine. S’il y a effectivement apathie de la parole politique, certains l’ont attribué à une culture du « selfinterest ». Pour Eliasoph, l’apathie doit être toutefois plus comprise comme un moyen de lutte par rapport aux institutions plus générales, à la participation desquelles les personnes sont réfractaires, ne voyant pas le début d’un aboutissement de l’énergie qu’elles y consacreraient. Cet effacement s’explique alors par le souci de ménager une place à laquelle on croit encore, à un monde plus juste et plus humain. Il s’agit de préserver l’espoir et le sentiment qu’une autre voie est possible, en limitant, en pensée, la préoccupation relative au monde dégradé existant en réalité. Les personnes refusent ainsi les discussions d’inspiration publique (public-spirited), mais décourageantes. Au contraire, elles vont se concentrer sur des problèmes faisables (« do-able »).
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People decide about political parties by taking into account the preferences, values, expectations, and perceptions of their family, friends, colleagues, and neighbors. As most persons live with others, members of their households influence each other's political decisions. How and what they think about politics and what they do are the outcomes of social processes. Analyzing data from extensive German and British household surveys, this book shows that wives and husbands influence each other; young adults influence their parents, especially their mothers. Wives and mothers sit at the center of households: their partisanship influences the partisanship of everyone else, and the others affect them. © Alan S. Zuckerman, Josip Dasovi´c, Jennifer Fitzgerald 2007.
Article
‘Religion and politics’, as the old saying goes, ‘should never be discussed in mixed company.’And yet fostering discussions that cross lines of political difference has long been a central concern of political theorists. More recently, it has also become a cause célèbre for pundits and civic-minded citizens wanting to improve the health of American democracy. But only recently have scholars begun empirical investigations of where and with what consequences people interact with those whose political views differ from their own. Hearing the Other Side examines this theme in the context of the contemporary United States. It is unique in its effort to link political theory with empirical research. Drawing on her empirical work, Mutz suggests that it is doubtful that an extremely activist political culture can also be a heavily deliberative one.
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Without the experience of disagreement, political communication among citizens loses value and meaning. At the same time, political disagreement and diversity do not always or inevitably survive. This book, accordingly, considers the compelling issue of the circumstances that sustain political diversity, even in politically high stimulus environments where individuals are attentive to politics and the frequency of communication among citizens is correspondingly high. © Robert Huckfeldt, Paul E. Johnson, John Sprague 2004 and Cambridge University Press, 2010.