Candidates and deputies in 2002. A social approach of French representatives;Candidats et député;s FrANçais en 2002: Une approche sociale de la representation

Revue Francaise de Science Politique

Volumn 57, Issue 2, 2007, Pages 163-185

  Sineau, Mariette ^a   Tiberj, Vincent ^b  

^a Centre for Political Research of Sciences   (France)

^b FNSP   (France)

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EID: 51249149236     PISSN: 00352950     EISSN: None     Source Type: Journal    
DOI: 10.3917/rfsp.572.0163     Document Type: Article

References (46)

1. Sondage CSA pour Le Parisien/Aujourd'hui en France realise en octobre 2005 aupres d'un échantillon de 988 personnes.
2. Cf. Jean Bauberot, L'intégrisme républicain contre la laïcité, La Tour d'Aigues, L'Aube, 2006.
3. En France, les recherches sur le recrutement parlementaire sont rares. L'enquete la plus importante, mais déjà ancienne, est celle menee par Roland Cayrol, Jean-Luc Parodi, Colette Ysmal, Le depute frangais, Paris, Armand Colin/Presses de Sciences Po, 1973, ouvrage desormais classique. Sur la sociologie des candidats, cf. Gilles Fabre-Rosane, Alain Guede, « Sociologie des candidats aux elections legislatives de 1978 » Revue frangaise de science politique, 28 (5), octobre 1978, p. 840-858 ;
4. Alain Guede, Serge-Allain Rozemblum, « Les candidats aux elections legislatives de 1978 et 1981. Permanence et changements », Revue frangaise de science politique, 31 (5-6), octobre-decembre 1981, p. 982-998 ;
5. Daniel Gaxie, « Les logiques du recrutement politique », Revue frangaise de science politique, 30 (1), fevrier 1980, p. 5-45. Sur les deputes elus aux legislatives de 2002, on se reportera a : Fabienne Greffet, Dominique Andol- fatto, « Les deputes de 2002 : la "maison sans fenetres" s'ouvre-t-elle ? », Revue politique et parlementaire, 1020-1021, septembre-decembre 2002, p. 219-227 ;
6. Nicolas Catzaras, Mariette Sineau, « Douzieme legislature : quel renouvellement du personnel parlementaire ? », Bulletin Quotidien, 7371, 18 juillet 2002, p. 26-34.
7. Pour un travail comparatif sur une longue periode, on se referera a Heinrich Best, Maurizio Cotta, Parliamentary Representatives in Europe 1848-2000, Legislative Recruitment and Careers in Eleven European Countries, Oxford, Oxford University Press, 2000.
8. Sur la tension constitutive de la representation politique entre un pole universaliste et un pole d'identification, cf., entre autres, Hanna F. Pitkin, The Concept of Representation, Berkeley, University of California Press, 1967 ;
9. Bernard Manin, Principe du gouvernement représentatif, Paris, Flammarion, 1996 ;
10. Pierre Rosanvallon, Le peuple introuvable. Histoire de la représentation démocratique en France, Paris, Gallimard, 1998.
11. Cf. aussi sur la representation des femmes, Bérengère Marques-Pereira, La citoyenneté politique des femmes, Paris, Armand Colin, 2003 ;
12. Manon Tremblay, Thanh-Huyen Ballmer-Cao, Bérengère Marques- Pereira, Mariette Sineau (dir.), Genre, citoyenneté et représentation, Sainte-Foy, Presses Uni- versitaires de Laval, 2007.
13. Sondage réalisé en avril pour le Cevipof auprès de 1 006 Français âgés de 18 ans et plus représentatifs. Cf. Sylvain Brouard, Vincent Tiberj, Français comme les autres?, Paris, Presses de Sciences Po, 2005.
14. Dans la théorie républicaine, c'est d'ailleurs l'assemblée qui est representante et non ses membres, considérés isolément. Le député de base, loin de représenter les électeurs de sa circonscription, ne fait que participer à l'organe de représentation. « Par le miracle de l'élection au suffrage universel, il devient le représentant de la nation toute entière » : Yves Mény, La corruption de la République, Paris, Fayard, 1992, p. 172.
15. Les statuts professionnels et la classe sociale des candidats sont constitués à partir des fiches déclaratives remplies par les candidats. Sont donc mêlés la profession exercée et le sec- teur d'activité au moment de l'élection pour la plupart des candidats et la dernière profession exercée par les députés sortants ou les « professionnels de la politique » (profession qui peut d'ailleurs remonter à longtemps pour certains). Par exemple, on compte 211 candidats sortants qui ont été élus en 1988. La catégorie de statut « autre/indéterminé » rassemble essentiellement des inactifs, des retraités et quelques etudiants.
16. Cf. Mariette Sineau, « La parité en peau de chagrin », Revue politique et parlementaire, 1020-1021, septembre-decembre 2002, p. 211-218.
17. e du Calvados, attribuee a Clotilde Valter, dont la sortante etait Yvette Roudy.
18. Le PS a du payer 1,3 million d'euros (9 % de son financement), l'UDF 582 000 euros (22 % de son financement) et enfin le PC 119 000 euros (4 % de son financement).
19. Des 25 % de circonscriptions dans lesquelles le candidat presidentiel de chacun des partis a obtenu son score le plus faible (notees dans le graphique -- ) aux 25 % dans lesquelles il a obtenu son score le plus fort (notees ++).
20. Cf. Rapport de l'Observatoire de la parité, Pourquoi la parite reste-t-elle un enjeu pour la democratie frangaise?, mars 2003, p. 11-12 ;
21. Rapport du ministere de la Parite et de l'Egalite professionnelle et du ministere de l'lnterieur sur évaluation de la loi du 6 juin 2000, remis par le gouvernement au Parlement, p. 40-42 ;
22. Rainbow Murray, « Why Didn't Parity Work ? A Closer Examination of the 2002 Election Results », French Politics, 2 (3),2004, p. 347-362.
23. Les investitures UMP rassemblent de facto des député s sortants provenant de l'UDF, duRPR et de DL.
24. Louis Chauvel, Le destin des générations, Paris, PUF, 2002.
25. Cf. Nicolas Catzaras, Mariette Sineau, art. cité, p. 28.
26. Cela tient beaucoup au fait que cette « génération terrain » est essentiellement consti- tuée de deputés battus en 1997. Sur les 49 députes élus en 2002 après une défaite en 1997, soit 8,5 % de la representation nationale, 47 siegent sur les bancs de l'UMP et un sur ceux de l'UDF. Pour la majorité présidentielle, le groupe est constitué de 13,5 % de « revenants » et de 50 % de sortants.
27. De fait, c'est la LCR qui se distingue par la jeunesse de ses candidats, LO se rappro- chant plus en termes de profils d'age du reste des partis de gauche traditionnels. Un quart des candidats présentés par la Ligue a moins de 34 ans, alors qu'à LO (comme pour les Verts), pour atteindre la meme proportion, il faut mettre la barre autour de 42-43 ans.
28. Les 50-64 ans representaient 14 % des votes Le Pen en 1995, en 2002, ils sont 20 %. Les 65 ans et plus étaient 10 % en 1995, ils sont 15 % en 2002. Cf. Nonna Mayer, Ces Frangais qui votent Le Pen, Paris, Flammarion, 2002.
29. Daniel Boy, François Platone, Henry Rey, Françoise Subileau, Colette Ysmal, C'etait la gauche plurielle, Paris, Presses de Sciences Po, 2003.
30. Les femmes investies par les Verts s'avèrent même plus âgées que les hommes (48 ans en moyenne contre 46).
31. Certains des résultats ici exposés on fait l'objet d'une première publication : cf. Mariette Sineau, Nicolas Catzaras « La politique se fonctionnarise », Liberation, 11 juin 2002.
32. esiecles, Paris, Belin, 1999, p. 135-170.
33. Alors qu'on ne compte que 53 000 anciens étudiants passés par la rue St-Guillaume, soit 0,08 % de la population française.
34. Même au regard des militants des partis politiques, les gaps en termes de representation sociale restent frappants. Au sein du PCF par exemple, les employes et ouvriers pesent deux fois moins parmi les candidats compares aux militants, tandis que les membres des professions liberales pesent deux fois plus.
35. Ainsi, la surreprésentation des enfants issus de milieux favorisés s'explique à la fois par le processus de sélection (concours) et les caractéristiques des etudiants à sélectionner. Cf. Madani Cheurfa, Vincent Tiberj, Le concours d'entrée de Sciences Po : inégalités d'acces et inégalité0s sociales, 2001,〈http://www.sciences-po.fr/ presse/zep/enquete.pdf〉.
36. Les Divers, qu'ils soient de gauche ou de droite, posent un probleme de comparabilité. Soit ils ne sont soutenus que par des organisations politiquement et geographiquement margi- nales, soit ils ne représentent qu'eux-mêmes ou s'appuient sur un réseau personnel. Il est donc difficile de définir une structure de preference applicable à l'ensemble du groupe, sans compter le manque de références électorales suffisantes pour définir leur succès ou leur echec.
37. Dans les régressions linéaires qui suivent, on peut interpreter directement les coefficients reproduits en gain ou perte de points de pourcentage aux inscrits selon que le candidat dispose d'une caractéristique ou non. Il est même possible de hiérarchiser entre les effets des différentes variables. Mais alors que la régression lineaire permettra de calculer un score prédit aux legislatives, les régressions logistiques calculent des probabilités pour chaque candidat d'être qualifie au second tour ou d'etre élu. De plus, la relation entre variables indépendantes et variables dépendantes ne prend plus la forme d'une droite, où l'effet d'une variable indépen- dante est constant quel que soit le niveau des autres variables explicatives, mais celle d'une courbe en S ou l'effet d'une variable, bien que mesuré toutes choses égales par ailleurs, dépend du niveau des autres variables explicatives : autrement dit, un effet « faible », tel que mesure par le coefficient B, peut s'avérer determinant dans certains cas et marginal dans d'autres. Il n'est donc pas possible, d'une part, de retraduire directement en gain et perte le coefficient mentionne dans les tableaux de résultats et, d'autre part, de déterminer directement la hiérar- chie des variables. On peut cependant utiliser le odds ratio (exp(B)) qui rend compte du rapport entre la probabilité d'être élu ou qualifié pour une modalité de référence et une autre modalité d'une variable explicative. La qualité d'une modélisation en régression lineaire est mesurée par le R2, la part de variance expliquée qui va de 0 % 100 %. La qualité du modèle dans une régression logistique est mesurée par un pseudo-R2 qui « reprend » le même systeme même s'il s'avère plus « exigent » que son homologue de regression lineaire.
38. C'est notamment ce qu'on remarque en analysant les coefficients de régression portant sur les variables politiques : ainsi, pour LO, l'augmentation d'un point de pourcentage aux ins- crits du score présidentiel d'Arlette Laguiller n'augmente que de 0,2 point celui du candidat LO aux elections legislatives. Les modèles pour CPNT et le FN dépeignent une situation simi- laire en ce que le coefficient du score presidentiel de ces deux partis correspond a une augmentation inferieure a 1 pour celui des elections legislatives, sans compter qu'independamment de tous les autres facteurs, ils perdent entre 0,23 et 1,16 point de pourcentage en moyenne dans l'ensemble des circonscriptions.
39. Ce qui, dans le dernier cas, est exceptionnel puisqu'elle équivaut théoriquement à un score aux exprimés de 13 % dans une circonscription où Jacques Chirac aurait recueilli 0 % des suffrages au soir du 21 avril 2002.
40. Par définition, l'élection d'un député comprend une part unique due à la singularité de chaque circonscription - c'est d'ailleurs ainsi qu'on peut expliquer le pseudo R2 de 37 % pour la modélisation des élus en baisse de 17 % par rapport a la modelisation de la qualification. On peut envisager des effets marginaux dus au contexte local, comme des événements internes à la circonscription par exemple, ou encore des effets triviaux que pourtant certains responsables politiques considèrent comme déterminants, comme l'ordre d'inscription en prefecture qui conditionne l'attribution des panneaux electoraux.
41. Parmi les élus de 2002, seuls 14 % des hommes n'ont aucun mandat local, mais c'est le cas de 30,5 % des femmes.
42. En particulier, la proportion de députés-maires, cette figure centrale de la vie politique, a plus que doublé chez elles, passant de 14 % en 1997 à 31 % en 2002. Cf. Mariette Sineau, « La parité en peau de chagrin », art. cité, p. 216.
43. Mariette Sineau, Vincent Tiberj, « Conseils generaux : ou sont les femmes ? », Liberation, 24 mars 2004.
44. Pierre Bréchon, « Crise de confiance dans les élites politiques », dans Bruno Cautrès, Nonna Mayer (dir.), Le nouveau désordre électoral, Paris, Presses de Sciences Po, 2004, p. 4767.
45. Cf. le sondage CSA réalisé les 17 et 18 octobre 2006 pour HCI/ANCSEC/Le Parisien, auprès d'un échantillon national représentatif de 959 personnes : 75 % des interroges se disent prêts a voter pour une personne issue de l'immigration aux élections municipales, 69 % aux législatives et 56 % a l'élection présidentielle.
46. Cf. Max Gounelle, « Démocratiser le mandat représentatif », Le dèbat, 141, septembre-octobre 2006, p. 122.