Popularité du Premier ministre et situation économique en France

Popularité du Premier ministre et situation économique
en France (1981:3-2002:1)
Antoine Auberger
LAEP – Université de Paris I
Maison des Sciences Economiques
106-112, bd de l’Hôpital
75647 Paris cedex 13
France
E-mail : [email protected]
5 Mai 2004
Merci de ne pas citer sans l’accord de l’auteur
Résumé :
Le but de cet article est de proposer des estimations pour la popularité du Premier
ministre français sur la période 1981:3-2002-1. On commence par rappeler la définition
des fonctions de popularité et par décrire le comportement des électeurs. Sur la période
1981 :3-2002 :1, on montre que les électeurs ont un comportement rétrospectif suivant
l’hypothèse de responsabilité et que la variation du taux de chômage a eu une influence
négative sur l’indice de satisfaction du Premier ministre et que le taux d’inflation a eu une
influence négative sur l’indice de confiance du Premier ministre. On montre également
que la popularité du Premier ministre dépend des changements de Premier ministre, de
l’image personnelle de certains Premiers ministres et de la coupe du monde de football.
classification au JEL : D72
Mots-clés : Popularité ; comportement des électeurs ; situation économique
1
1. Introduction
De nombreuses études, depuis le début des années 70, ont mis en évidence l'influence
significative de la situation économique sur la popularité des gouvernants et des partis
politiques. C’est un thème de recherche important de l’école du « public choice1 ». Les
études les plus nombreuses concernent la popularité du Président américain et des
gouvernants et partis des pays occidentaux. Le développement de ces recherches est
facile à comprendre car les enquêtes de popularité jouent un rôle important dans la vie
économique et politique et l’étude des fonctions de popularité est à la frontière de
l’économie et de la politique2 .
Les fonctions de popularité permettent d’estimer l’influence des différents facteurs sur
la popularité des gouvernants. Une fonction de popularité explique la popularité d’un
gouvernant à un sondage. Cette popularité correspond à un sondage simulant une
élection ou à une cote de satisfaction ou de confiance. Les fonctions de popularité ont
une partie économique et une partie politique.
D’après Paldam (1981), on peut écrire :
Pt = P(f1t, f1 t-1 ,...,fnt,...,fnt-i,g1 t,...gmt,...,gmt-j)
où f1,...,fn sont
n variables économiques explicatives, g1,...,gm sont
m variables
politiques explicatives.
Les variables économiques les plus utilisées sont les taux d’inflation et de chômage.
D’autres variables économiques ont été employées comme les taux de croissance du
PNB ou du PIB réel, du revenu disponible réel, des salaires réels. Les variables politiques
peuvent être liées à la personnalité des gouvernants3 (utilisation de variables muettes
prenant en compte les niveaux de popularité), aux cycles de popularité (usure du pouvoir
1
Dennis Mueller (2003) fait une présentation complète et actualisée de la théorie des choix publics ; on trouvera
notamment dans cet ouvrage une synthèse de l'influence des différentes variables économiques sur la popularité
des gouvernants et des partis pour un ensemble de pays.
2
Ce qui lui vaut de relever de l’analyse économique de la politique, champ d’analyse Lafay (1997) montre
l’intérêt.
3
Ces facteurs personnels peuvent être liés au charisme, à la compétence, à la confiance, à la sympathie... Pour la
France, la popularité d'un Président de la République peut être influencée par la popularité de son Premier
ministre. Les auteurs utilisent alors des variables muettes prenant en compte les différents niveaux de popularité
suivant chaque Premier ministre.
2
ou état de grâce4 ), à des événements politiques extérieurs (comme la guerre du Vietnam
pour les Etats-unis) ou intérieurs (comme le scandale du Watergate pour les Etats-Unis),
à la situation politique (comme les périodes de cohabitation pour la France), à des
décisions de politique économique (comme le plan Barre pour la France).
La présente étude effectue une présentation des fondements microéconomiques des
fonctions de popularité et du comportement des électeurs (section 2). On rappelle
également les résultats empiriques trouvés dans les études passées sur la popularité du
Premier ministre (section 3). Ensuite, on précise la situation politique et économique en
France pendant la période 1981:3-2002 :1 (section 4). On décrit différentes
modélisations de la popularité du Premier ministre suivant le comportement des électeurs
(section 5). Enfin, on fait des estimations sur la période 1982:3-2002:1 pour les
gouvernants français (section 6).
2. Les fondements microéconomiques des fonctions de
popularité et le comportement des électeurs
La construction et l’estimation des fonctions de popularité s’appuient implicitement sur
certaines hypothèses concernant le comportement des électeurs. Downs (1957) suppose
que les électeurs sont rationnels, c’est-à-dire que chaque électeur vote pour le candidat
ou le parti qui lui donnera l’utilité la plus forte. Les électeurs devraient donc avoir un
comportement prospectif, c’est-à-dire soutenir les gouvernants en fonction
de leur
situation personnelle future (comportement « égotropique »). En fait, dans beaucoup de
modèles économiques de popularité, les électeurs sont supposés avoir un comportement
rétrospectif. De plus, ils sont souvent supposés être myopes (ils ne tiennent compte que
4
Les variables usure du pouvoir et état de grâce sont différentes car l'usure du pouvoir (baisse de la popularité au
cours du temps) dure pendant un mandat entier alors que l'état de grâce (popularité plus élevée en début de
mandat) ne dure que pendant quelques trimestres.
3
de la situation économique récente5). Ils se comportent suivant l'hypothèse de
responsabilité de Paldam (1981), c’est-à-dire qu’ils soutiennent les gouvernants s'ils sont
satisfaits de la situation économique et politique, et les sanctionnent dans le cas
contraire6 ; cela correspond au comportement « récompense-punition » de Key (1966).
Par ailleurs, ils sont souvent supposés évaluer les performances économiques en fonction
de la situation économique générale comme la croissance réelle du PIB (comportement
« sociotropique »).
Les
deux
types
de
comportement
(« sociotropique »
et
« égotropique ») peuvent cependant être difficiles à distinguer car de bonnes
performances économiques ont souvent des conséquences positives sur chaque électeur
(et inversement). Lewis-Beck et Paldam (2000) notent que, généralement, les électeurs
adoptent un comportement « sociotropique ».
De nombreux auteurs comme Frey et Schneider (1978) et Hibbs (1983) utilisent le
modèle rétrospectif pour construire une fonction de popularité. D'après Lewis-Beck et
Paldam (2000), les électeurs ont davantage un comportement rétrospectif que prospectif
mais la différence de résultats entre les différents modèles est faible.
Swank (1993) développe pour les Etats-Unis un modèle où les électeurs ont des
préférences partisanes comme dans la théorie du cycle partisan de Hibbs (1987) : en
période d’inflation soutenue, un parti de droite au pouvoir ou dans l'opposition peut voir
sa popularité augmenter si les électeurs observent que la priorité de son action en matière
économique est la lutte contre l’inflation ; en période de chômage croissant, un parti de
gauche au pouvoir ou dans l'opposition peut voir sa popularité augmenter si les électeurs
observent que la priorité de son action en matière économique est la lutte contre le
chômage. Il trouve des résultats favorables à ce modèle pour la popularité du Président
américain. Carlsen (2000) trouve également des résultats favorables pour le
comportement partisan (chômage) pour les gouvernements de droite (Etats-Unis,
Grande-Bretagne, Canada et Australie). Un modèle plus complet est développé par
5
Par contre, Hibbs (1982) suppose que les électeurs prennent en compte la situation économique sur l’ensemble du
mandat ; il suppose toutefois qu’ils accordent une plus grande importance aux résultats économiques récents.
6
Par contre, Hibbs (1983) trouve que les électeurs évaluent les performances économiques des gouvernements de
manière relative en les comparant avec celles des gouvernements précédents.
4
Letterie et Swank (1997) et Swank (1998) : les auteurs incluent des variables de
responsabilité et des variables partisanes. Leurs résultats sont favorables à leur modèle
pour la popularité du Président américain.
Bloom et Price (1975) ont développé un modèle pour les élections du Congrès
américain
en supposant que les électeurs ont un comportement asymétrique : ils
sanctionnent les gouvernants qui ont de mauvaises performances économiques, mais ne
les récompensent pas de manière symétrique pour de bonnes performances. Cette
hypothèse sur le comportement des électeurs, confortée par les résultats de leur étude
empirique n’a pas été souvent testée pour la popularité.
Plusieurs auteurs se sont demandés si le comportement des électeurs était compatible
avec l'hypothèse d'anticipations rationnelles. Selon cette hypothèse, seules les variations
non anticipées des variables économiques ont une influence sur la popularité des
gouvernants et des partis. Cette hypothèse a été testée par plusieurs auteurs : elle a été
acceptée par Holden et Peel (1985) pour la Grande-Bretagne mais rejetée par
Kirchgässner (1991) pour l'Allemagne et Neck et Karbuz (1997) pour l'Autriche. Dans le
modèle d’Erikson, MacKuen et Stimson (2000), les électeurs forment des anticipations
rationnelles pour évaluer les performances économiques du Président américain. La
popularité du Président américain dépend des anticipations de court terme des électeurs
sur la situation économique.
3. Résultats empiriques pour le Premier ministre français7
Dans toutes les études, le chômage (taux de chômage ou nombre de demandes d’emploi
non satisfaites) est choisi parmi les variables économiques et a souvent une influence
négative significative sur la popularité du Premier ministre français. Par exemple,
Lecaillon (1981b) trouve qu’une augmentation du taux de chômage de 1% entraîne une
baisse de la popularité (mesurée par le rapport pourcentage de satisfaits/pourcentage de
mécontents) égale à 0.137. Dans la plupart des études, le taux d’inflation ou sa variation
7
On trouvera en annexe 1 un tableau résumant les principales études sur la popularité du Premier ministre français.
5
est également choisi comme variable économique et a également souvent une influence
négative significative sur la popularité du Premier ministre. Par exemple, Lafay (1977)
montre qu’une baisse de 0.25% du taux d’inflation trimestriel entraîne une augmentation
de 1.60% de la popularité du Premier ministre. Par contre, Auberger (2001) ne trouve
pas que le taux d’inflation a une influence négative significative sur la popularité du
Premier ministre (1969-1998). D’autres variables économiques ont été employées
comme l’indice des salaires réels et le taux de croissance du RDB des ménages et ont
régulièrement une influence positive significative sur la popularité du Premier ministre.
Par exemple, Courbis (1995) montre qu’une augmentation de 1% du taux de croissance
du pouvoir d’achat du revenu disponible brut des ménages entraîne une augmentation de
2.21% de la popularité du Premier ministre.
Les variables politiques peuvent être liées aux cycles de popularité. Courbis (1995)
utilise une variable usure du pouvoir pour certains Premiers ministres et des variables
muettes prenant en compte certains changements de Premiers ministres. Lewis-Beck
(1980) emploie une variable inverse du temps pour chaque Premier ministre permettant
de tenir compte du pourcentage très important de personnes ne se prononçant pas après
que certains Premiers ministres aient été nommés8 . Lafay (1977,1981) utilise des
variables muettes pour prendre en compte les différents niveaux de popularité liés à des
facteurs personnels pendant l'action de chaque Premier ministre. Les variables politiques
peuvent dépendre de la situation politique : Courbis (1995) montre que la popularité du
Premier ministre est plus élevée pendant les périodes de cohabitation. Courbis (1995)
utilise, en plus, le pourcentage de sans opinion comme variable explicative de la
popularité du Premier ministre, car ce pourcentage a varié de façon importante9.
8
9
Comme Pierre Messmer de 1972:7 à 1972:9, Jacques Chirac en 1974:6, Raymond Barre en 1976:9.
Cela peut être critiquable sur le plan économétrique car la variable pourcentage de sans opinion n'est pas
forcément prédéterminée par rapport à la variable popularité du Premier ministre (il peut y avoir une relation de
causalité NSP  PRMIN).
6
4. Situation politique et économique en France
4.1 La popularité du Premier ministre français
On a calculé chaque trimestre les moyennes des cotes de popularité du Premier ministre
français dans les baromètres mensuels de l’IFOP10 (POPPMS) et de la SOFRES11
(POPPMC) sur la période 1981:3-2002:1. Sur cette période, la moyenne de la popularité
du Premier ministre pour le baromètre de l’IFOP est égale à 41.8% et celle pour le
baromètre de la SOFRES est égale à 51.4%. On constate, en effet, que POPPMC est
supérieure à POPPMS (graphique 1).
graphique 1 :
Popularité du Prem ier Ministre
(1981:3-2002:1)
80
60
POPPMS
40
POPPMC
20
0
1981-3 1984-3 1987-3 1990-3 1993-3 1996-3 1999-3
On a obtenu l’estimation suivante12 entre POPPMC et POPPMS :
POPPMCt = 11.20 + 0.95POPPMSt
(2.93)
(10.91)
2
N = 82, R c = 0.77, DW = 2.16
10
Le baromètre de l’IFOP est publié par le Journal du Dimanche. Cet institut demande aux Français s’ils sont
satisfaits du Premier ministre.
11
Le baromètre de la SOFRES est publié par le Figaro-Magazine. Cet institut demande aux Français s’ils font
confiance au Premier ministre.
12
Avec correction de l’autocorrélation des erreurs à l’ordre 1 par la méthode de Cochrane-Orcutt.
7
On constate donc que les deux séries POPPMS et POPPMC ont une évolution
semblable.
4.2 Les indicateurs économiques
Le taux de chômage (CHOM) est représenté sur le graphique 2 pendant la période
1981:3-2002 :1. Pendant cette période, il a été en moyenne égal à 10.3%. Sur ce même
graphique, est également représenté le solde de l’opinion des ménages par rapport à
l’évolution future du chômage a été représenté (OMCHOM). Pendant, cette période, il a
été en moyenne égal à 43.8%.
graphique 2 :
Chôm age
(1981:3-2002:1)
15
100
80
60
40
20
0
-20
-40
10
5
0
CHOM
OMCHOM
1981-31984-31987-31990-31993-31996-31999-3
Le taux d’inflation (INFL)
est représenté sur le graphique 3 pendant la période
1981:3-2002 :1. Pendant cette période, il a été en moyenne égal à 3.7%. Sur ce même
graphique, est également représenté le solde de l’opinion des ménages par rapport à
l’évolution future des prix a été représenté (OMPRIX). Pendant, cette période, il a été en
moyenne égal à -29%.
8
graphique 3 :
Inflation
(1981:3-2002:1)
15
10
20
0
INFL
-20
5
0
OMPRIX
-40
-60
1981-3 1984-3 1987-3 1990-3 1993-3 1996-3 1999-3
5. Modélisations de la popularité du Premier ministre
français
On suppose que les électeurs sont myopes (la mémoire des électeurs remonte à un an ou
moins) et qu'ils évaluent les performances économiques des gouvernants de façon
relative pour le taux de chômage (la variable CHOM n’est pas stationnaire) et absolue
pour le taux d’inflation (la variable INFL est stationnaire)13 . Les variables CHOM et
INFL sont retardées d'un trimestre14 . Les électeurs ne tiennent pas compte du contexte
économique mondial.
On suppose d’abord que les électeurs ont un comportement rétrospectif suivant
l’hypothèse de responsabilité : c’est-à-dire qu’ils récompensent (resp. sanctionnent) le
Premier ministre pour de bonnes (resp. mauvaises) performances économiques.
On estime le modèle suivant pour la popularité du Premier ministre15 :
13
On a fait les tests de racines unitaires DF et ADF pour les séries CHOM et INFL.
14
On précise que les électeurs n'ont pas alors toutes les informations concernant l'évolution du chômage (ils ne
connaissent que les données pour les deux premiers mois d'un trimestre) mais ils savent si des personnes de leur
entourage ont trouvé (ou perdu) un emploi.
15
D’après les tests de racines unitaires DF et ADF, on trouve que la série POPPM (POPPMS ou POPPMC) est
stationnaire. On rejette les relations de causalité SPRMIN  INFLF, SPRMIN  CHOMF au seuil de 5%.
9
(1) POPPMt = a1 + a2 POPPMt-1 + a3 CHOMt-1 + a4 INFLt-1 + aiVARPOLi + t (i  5)
avec POPPMt : popularité du Premier ministre pendant le trimestre t (indice de
popularité POPPMS ou POPPMC), POPPMt-1 : popularité du Premier ministre pendant
le trimestre précédent, CHOMt-1 : variation du taux de chômage trimestriel retardée
d’un trimestre, INFL : taux d’inflation retardé d’un trimestre, VARPOLi : variables
politiques (DUM84, DUM86, DUM88, DUM91, DUM92, DUM93, DUM95, DUM97,
CRE, BER, BAL, JUP et JOS, USU, RIG, CM, KOS16 ), t : terme d'erreur aléatoire.
Les variables dum sont des variables muettes prenant en compte que lorsqu’un Premier
ministre est nommé, sa popularité est souvent élevée. Les variables CRE, BER, BAL,
JUP et JOS sont des variables muettes prenant en compte la popularité ou l’impopularité
de ces Premiers ministres. La variable USU est une variable muette tenant compte de
l’usure du pouvoir des différents Premiers ministres. Les variables CM et KOS sont des
variables muettes intégrant respectivement en compte les effets positifs de la coupe du
mode de football et du conflit au Kosovo sur la popularité du Premier ministre.
On attend les signes suivants : a3 < 0 et a4 < 0.
Si on suppose que les électeurs ont un comportement partisan (et rétrospectif), on
estime le modèle suivant pour la popularité du Premier ministre :
(2) POPPMt = b1 + b2 POPPMt-1 + b3PARTCHOMt-1 + b4PARTINFLt-1 + biVARPOLi
+ t (i  5)
avec PART = GAUCHE - (1- GAUCHE) et GAUCHE = 1 pendant les périodes avec un
Premier ministre de gauche et 0 sinon.
On attend les signes suivants b3>0 (quand la gauche est au pouvoir, une augmentation
du chômage entraîne une augmentation de la popularité du Premier ministre) et b4 < 0
(quand la gauche est au pouvoir, une augmentation de l’inflation entraîne une baisse de la
popularité du Premier ministre).
16
Les variables politiques sont définies en annexe.
10
Si on suppose que les électeurs ont un comportement asymétrique (et rétrospectif), on
estime le modèle suivant pour la popularité du Premier ministre :
(3) POPPMt = c1 + c2 POPPMt-1 + (c3 + c4 ASYMC)CHOMt-1 + (c5 + c6ASYMI)INFLt-1
+ ciVARPOLi + t (i  7)
avec ASYMC = 1 quand la variation du chômage augmente et 0 sinon, ASYMI = 1
quand le taux d’inflation augmente et 0 sinon.
On attend les signes suivants : c3 < 0, c4 < 0, c5 < 0 et c6 < 0.
Si on suppose que les électeurs ont un comportement prospectif, on estime le modèle
suivant pour la popularité du Premier ministre17 :
(4) POPPMt = d1 + d2 POPPMt-1 + d3 OMCHOMt-1 + d4 OMINFLt-1 + diVARPOLi + t
(i  5)
On attend les signes suivants : d3 < 0 et d4 < 0.
17
D’après les tests de racines unitaires DF et ADF, la série OMCHOM n’est pas stationnaire et la série OMINFL
est stationnaire.
11
6. Résultats des estimations18
On présente les estimations correspondant aux modèles 1, 2, 3 et 419 .
Pour le modèle 1, on retient les estimations suivantes sur la période 1982:1-2002:120
(tableaux 1 et 2) :
tableau 1 :
POPPMS
constante
POPPMSt-1
CHOMt-1
INFLt-1
CRE
BAL
JUP
JOS
DUM92
DUM93
DUM95
DUM97
USU
CM
KOS
N
R2 c
DW
Q(19)
***
22.95 (5.14)
0.46*** (4.81)
-3.90 (-1.56)
-0.12 (-0.57)
-7.58** (-2.25)
6.32*** (2.81)
-7.18*** (-3.61)
5.29*** (2.80)
9.33** (2.22)
12.10** (2..62)
21.04*** (5.01)
9.12* (1.91)
-0.91* (-1.99)
10.22*** (2.58)
8.33** (2.09)
81
0.86
1.96
15.59
POPPMS
constante
POPPMSt-1
CHOMt-1
30.31*** (9.10)
0.27*** (3.55)
-4.83* (-1.94)
CRE
BAL
JUP
JOS
DUM92
DUM93
DUM95
-12.01*** (-4.28)
8.88*** (3.90)
-8.02*** (-4.19)
8.50*** (5.06)
6.94* (1.75)
7.34* (1.71)
22.73*** (5.69)
USU
CM
KOS
N
R2 c
DW
Q(19)
-1.37*** (-3.10)
10.03*** (2.67)
7.06* (1.87)
81
0.86
1.97
17.16
les t de Student sont entre parenthèses
coefficients significativement différents de 0 au seuil de : *** 1%, ** 5%, * 10%
18
Dans les tableaux 1 et 2, on présente deux estimations : dans la première, on a laissé toutes les variables (même
celles qui ne sont pas significatives au seuil de 10% mais on n’a pas écrit les coefficients des variables politiques
non significatives au seuil de 10%), dans la deuxième estimation, on a gardé que les variables (économiques et
politiques) significatives au seuil de 10%. Dans les tableaux 3, 4 et 5, on a laissé toutes les variables (même
celles qui ne sont pas significatives au seuil de 10% mais on n’a pas écrit les coefficients des variables politiques
non significatives au seuil de 10%).
19
La définition des différentes variables est donnée en annexe 1.
20
Avec correction de l’autocorrélation des erreurs à l’ordre 1 par la méthode de Cochrane-Orcutt.
12
tableau 2 :
POPPMC
constante
POPPMCt-1
CHOMt-1
INFLt-1
CRE
BER
JUP
DUM84
DUM86
DUM88
DUM92
DUM93
DUM95
DUM97
CM
N
R2 c
DW
Q(19)
11.27*** (4.30)
0.78*** (17.82)
-2.45 (-1.28)
-0.34*** (-2.64)
-8.64*** (-3.33)
-4.39** (-2.23)
-6.33*** (-4.56)
20.73*** (5.22)
8.83** (2.32)
19.97*** (5.28)
33.04*** (7.22)
31.51*** (7.93)
18.91*** (4.69)
28.72*** (7.29)
10.55*** (2.82)
81
0.89
2.06
12.33
POPPMC
constante
POPPMCt-1
10.54*** (4.01)
0.81*** (18.81)
INFLt-1
CRE
BER
JUP
DUM84
DUM86
DUM88
DUM92
DUM93
DUM95
DUM97
CM
N
R2 c
DW
Q(19)
-0.45*** (-3.69)
-10.08*** (-4.90)
-5.14** (-2.64)
-6.51*** (-4.61)
21.01*** (5.27)
9.25** (2.39)
20.59*** (5.37)
34.06*** (7.39)
29.99*** (7.79)
19.08*** (4.07)
28.71*** (7.16)
10.53*** (2.76)
81
0.89
2.00
13.51
les t de Student sont entre parenthèses
coefficients significativement différents de 0 au seuil de : *** 1%, ** 5%, * 10%
commentaires sur les tableaux 1 et 2 :
Dans ces estimations, les coefficients des variables ∆CHOMt-1 et INFLt-1 ont le signe
attendu (négatif). Dans l’estimation 1’, le coefficient de la variable ∆CHOMt-1 est
significativement différent de 0 au seuil de 10% et d’après cette estimation, une hausse
(resp. une baisse) de 0.1% de la variation du taux de chômage entraîne une baisse (resp.
une hausse) de 0.48% de la popularité (indice de satisfaction) du Premier ministre. Dans
les estimations 2 et 2’, le coefficient de la variable INFLt-1 est significativement différent
de 0 au seuil de 1%. D’après l’estimation 2’, une hausse (resp. une baisse) de 1% du taux
d’inflation entraîne une baisse (resp. une hausse) de 0.45% de la popularité (indice de
confiance) du Premier ministre.
Dans les estimations 1’ et 2’ (surtout dans l’estimation 2’), de nombreuses variables
DUM ont un coefficient significativement différent de 0 au seuil de 10% (au moins), cela
montre que lorsqu’un Premier ministre est nommé, la popularité du Premier ministre
varie de façon importante (augmentation significative). C’est particulièrement vrai pour
13
l’indice de confiance.
Dans les différentes estimations, les coefficients des variables CRE et JUP sont négatifs
et significativement différents de 0 au seuil de 5% (au moins), cela montre que pendant
les périodes où Edith Cresson et Alain Juppé ont été Premiers ministres, la popularité du
Premier ministre a été très basse. Dans les estimations 1 et 1’, les coefficients des
variables BAL et JOS sont positifs et significativement différents de 0 au seuil de 1%,
cela montre que pendant les périodes où Edouard Balladur et Lionel Jospin ont été
Premiers ministres, la popularité du Premier ministre (indice de satisfaction) a été élevée
(cela a correspondu également à des périodes de cohabitation).
Dans les différentes estimations, le coefficient de la variable CM est positif et
significativement différent de 0 respectivement au seuil de 1% : la coupe du monde de
football a eu des effets favorables sur la popularité du Premier ministre. Dans les
estimations 1 et 1’, le coefficient de la variable KOS est positif et significativement
différent de 0 respectivement au seuil de 5% : le conflit au Kosovo a eu des effets
favorables sur la popularité du Premier ministre (indice de satisfaction).
14
Pour le modèle 2, on retient les estimations suivantes sur la période 1982:1-2002:121 :
tableau 3 :
POPPMS
constante
POPPMSt-1
PARTCHOMt-1
PARTINFLt-1
CRE
BAL
JUP
JOS
DUM91
DUM92
DUM93
DUM95
DUM97
CM
KOS
N
R2 c
DW
Q(19)
20.29*** (5.23)
0.52*** (6.02)
-4.50* (-1.97)
-0.17 (-1.21)
-6.70** (-2.13)
4.44** (2.20)
-8.02*** (-4.26)
4.23** (2.39)
-9.08* (-1.87)
9.78** (2.40)
15.46*** (3.35)
21.75*** (5.20)
10.09** (2.14)
10.30** (2.63)
8.79** (2.24)
81
0.87
1.98
17.41
POPPMC
constante
POPPMCt-1
PARTCHOMt-1
PARTINFLt-1
CRE
10.37*** (4.18)
0.78*** (17.39)
-5.54*** (-2.77)
-0.11 (-1.23)
-7.44*** (-2.94)
JUP
-6.87*** (-4.90)
DUM84
DUM86
DUM88
21.25*** (5.36)
9.26** (2.46)
21.98*** (5.73)
DUM92
DUM93
DUM95
DUM97
CM
32.46*** (7.08)
32.73*** (8.59)
22.63*** (5.38)
29.18*** (7.51)
11.93*** (3.21)
N
R2 c
DW
Q(19)
81
0.89
2.00
8.75
les t de Student sont entre parenthèses
coefficients significativement différents de 0 au seuil de : *** 1%, ** 5%, * 10%
commentaires sur le tableau 3 :
Dans les deux estimations, le coefficient de la variable PART∆CHOMt-1 n’a pas le signe
attendu et celui de la variable PARTINFLt-1 a le signe attendu (négatif) mais il n’est pas
significativement différent de 0 au seuil de 10%. Si on ajoute les variables ∆CHOMt-1 et
INFLt-1 , on obtient des résultats équivalents. On rejette l’hypothèse d’un comportement
partisan de la part des électeurs.
21
Avec correction de l’autocorrélation des erreurs à l’ordre 1 par la méthode de Cochrane-Orcutt.
15
Pour le modèle 3, on retient les estimations suivantes sur la période 1982:1-2002:122 :
tableau 4 :
POPPMS
constante
POPPMSt-1
CHOMt-1
ASYMCCHOMt-1
INFLt-1
ASYMIINFLt-1
CRE
21.93*** (5.27)
0.48*** (5.39)
0.13 (0.04)
-7.21 (-1.59)
-0.24 (-1.21)
0.40* (1.75)
-9.16*** (-2.80)
POPPMC
constante
POPPMCt-1
CHOMt-1
ASYMCCHOMt-1
INFLt-1
ASYMIINFLt-1
CRE
BER
12.14** (2.34)
0.79*** (16.97)
-0.05 (-0.13)
-0.99 (-0.31)
-0.45** (-2.60)
0.16 (0.51)
-9.30*** (-3.45)
-4.87** (-2.45)
BAL
JUP
JOS
5.74*** (2.88)
-7.07*** (-4.03)
5.17*** (3.00)
JUP
-6.70*** (-4.29)
dum84
dum86
dum88
dum92
dum93
dum95
dum97
CM
20.76*** (5.04)
8.56** (2.20)
20.30*** (5.25)
33.13*** (7.06)
30.20*** (7.25)
19.56*** (4.75)
28.48*** (6.82)
11.15*** (2.85)
N
R2 c
DW
Q(19)
81
0.88
2.03
11.06
dum92
dum93
dum95
dum97
CM
KOS
N
R2 c
DW
Q(19)
8.13* (1.93)
11.20** (2.40)
19.57*** (4.64)
10.10** (2.14)
8.34** (2.05)
8.74** (2.21)
81
0.86
1.90
18.33
les t de Student sont entre parenthèses
coefficients significativement différents de 0 au seuil de : *** 1%, ** 5%, * 10%
commentaires sur le tableau 4 :
Dans les deux estimations, le coefficient de la variable ASYMC∆CHOMt-1 a le signe
attendu (négatif) mais il n’est pas significativement différent de 0 au seuil de 10% ; le
coefficient de la variable ASYMIINFLt-1 n’a pas le signe attendu. On rejette l’hypothèse
d’un comportement asymétrique de la part des électeurs.
22
Avec correction de l’autocorrélation des erreurs à l’ordre 1 par la méthode de Cochrane-Orcutt.
16
Pour le modèle 4, on retient les estimations suivantes sur la période 1982:1-2002:123 :
tableau 5 :
POPPMS
constante
POPPMSt-1
OMCHOMt-1
OMINFLt-1
CRE
22.16*** (4.20)
0.47*** (4.59)
-0.03 (-1.09)
-0.04 (-0.91)
-7.38** (-2.24)
POPPMC
constante
POPPMCt-1
OMCHOMt-1
OMINFLt-1
CRE
BER
5.53** (2.39)
0.80*** (18.94)
0.02 (0.40)
-0.12*** (-3.74)
-8.67*** (-3.44)
-4.71** (-2.56)
BAL
JUP
JOS
6.17** (2.57)
-7.16*** (-3.98)
4.73** (2.45)
JUP
-5.77*** (-4.47)
dum84
dum86
dum88
20.71*** (5.29)
10.40** (2.64)
18.28*** (4.79)
dum92
dum93
dum95
dum97
33.43*** (7.37)
30.97*** (8.34)
19.15*** (4.75)
27.64*** (6.95)
CM
10.27*** (2.73)
N
R2 c
DW
Q(19)
81
0.89
2.04
11.13
dum91
dum92
dum93
dum95
dum97
USU
CM
KOS
N
R2 c
DW
Q(19)
-8.57* (-1.70)
9.44** (2.23)
12.17** (2.58)
20.74*** (4.28)
9.43* (1.96)
-0.82* (-1.83)
9.*93** (2.46)
8.05* (1.98)
81
0.86
1.96
14.43
les t de Student sont entre parenthèses
coefficients significativement différents de 0 au seuil de : *** 1%, ** 5%, * 10%
commentaires sur le tableau 5 :
Dans l’estimation 7, les coefficients des variables ∆OMCHOMt-1 et OMINFLt-1 ont le
signe attendu mais ne sont pas significativement différents de 0 au seuil de 10%. Dans
l’estimation 8, le coefficient de la variable OMINFLt-1 a le signe attendu et est
significativement différent de 0 au seuil de 1% : une augmentation (resp. baisse) du solde
de l’opinion des ménages par rapport à l’évolution future des prix de 1% entraîne une
23
Avec correction de l’autocorrélation des erreurs à l’ordre 1 par la méthode de Cochrane-Orcutt.
17
baisse (resp. augmentation) de 0.12% de la popularité du Premier ministre (indice de
confiance).
7. Conclusion
Il y a eu un nombre important de travaux sur la popularité des gouvernants. Dans cet
article, on a présenté les fonctions de popularité et le comportement des électeurs. On a
vu, qu'en général, les auteurs supposent que les électeurs ont un comportement
rétrospectif suivant l'hypothèse de responsabilité : c'est-à-dire qu'ils récompensent (resp.
punissent) les gouvernants pour de bonnes (resp. mauvaises) performances économiques.
On montre que sur la période 1981:3-2002-1 les électeurs ont un comportement
rétrospectif suivant l’hypothèse de responsabilité et que la variation du taux de chômage
a eu une influence négative sur l’indice de satisfaction du Premier ministre et que le taux
d’inflation a eu une influence négative sur l’indice de confiance du Premier ministre. On
montre également que la popularité du Premier ministre dépend des changements de
Premier ministre et de l’image personnelle de certains Premiers ministres (images
personnelles négatives d’Edith Cresson et d’Alain Juppé). La coupe du monde de
football a eu une influence positive sur la popularité du Premier ministre (indices de
satisfaction et de confiance).
18
ANNEXE 1 :
tableau 1 : résultats empiriques sur la popularité du Premier ministre
Auteur
période
Lafay (1977)
1961:3-1977:1
données
trimestrielles
(IFOP)
Lewis-Beck
(1980)
1960:1-1980:5
données
mensuelles
(IFOP)
1961:3-1977:1
données
trimestrielles
(IFOP)
Lafay (1981)
Lecaillon
(1981a)
Lecaillon
(1981b)
1960-1979
données
annuelles
(IFOP)
1960-1979
données
annuelles
(IFOP)
1969:4-1980:4
données
trimestrielles
(IFOP)
1965-1979
données
annuelles
(IFOP)
1969:2-1979:4
données
trimestrielles
(IFOP)
24
modèle
(ou
méthode)
économétrique et
variable expliquée
modèle log-linéaire
Log S
variables
économiques
significatives
(au seuil de 5%)
salaires
réels
(+,1T), indice des
prix
(-,0Tà1T),
taux de chômage (,4T)
modèle
linéaire taux
d’inflation
dynamique
(-,2T), taux de
S
chômage (-,2T) (au
seuil de 10%)
modèle log-linéaire indice des prix
Log S
(-,0Aà1A), indice
des salaires réels
(+,1A), niveau de
chômage (-,4A)
modèle
aucune
autorégressif
d’ordre 1
S
modèle
variation du taux
autorégressif
de croissance du
d’ordre 1
revenu disponible
S/M
(+,1Aà2A)
modèle
taux de chômage
autorégressif
(-,0T),
taux
d’ordre 1
d’inflation (-,0T)
S/M
modèle linéaire
écart entre le taux
Eprmin
d'accroissement des
revenus nominaux
et
le
taux
d'inflation (+,0A),
taux de chômage
(-,0A)
modèle linéaire
taux
d’inflation
Eprmin
(-,0A), taux de
chômage (-,0A)
variables politiques
significatives
(au seuil de 5%)
niveaux
de
popularité
pour
chaque
Premier
ministre
inverse du temps
pour
chaque
Premier ministre24
(-)
niveaux
de
popularité pendant
l’action de chaque
Premier ministre
Cette variable permet de tenir compte du pourcentage très important de personnes ne se prononçant pas quand
certains Premiers ministres ont été nommés.
19
1978:121987:4
données
mensuelles
(SOFRES)
modèle
autorégressif
d’ordre 1
C
Courbis (1995)
1971:2-1994:3
données
trimestrielles
(IFOP)
modèle
autorégressif
d’ordre 1
S
1970 :21998 :4
données
trimestrielles
(IFOP)
modèle
linéaire variation du taux
dynamique
de chômage (-,1T),
S
taux de croissance
du
revenu
disponible brut des
ménages (+,0T)
Auberger
(2001)
25
pourcentage
de
personnes pensant
que :
l’action
du
gouvernement est
efficace
contre
l’inflation, contre
le chômage, les
conditions
économiques vont
s’améliorer
taux de chômage
(-,1Tà5T), taux de
croissance
du
revenu disponible
brut des ménages
(+,0T), différentiel
de croissance (en
%) du pouvoir
d’achat
de
l’excédent brut des
entrepreneurs
individuels et du
revenu disponible
brut des ménages
(-,0T)
Lafay (1991)
changements
de
Premier ministre
pourcentage
de
sans opinion (+),
quand le Président
est de gauche (+),
en situation de
cohabitation
(+),
quand E. Balladur
est
Premier
ministre
(+),
inverse du temps
(+),
usure
du
pouvoir pour R.
Barre, P. Mauroy,
E. Cresson (-),
1981:3 (+), 1988:3
(+), 1992:225 (+)
niveaux
de
popularité
pour
chaque
Premier
ministre, état de
grâce (+),
plan
Barre (-), coupe du
monde de football
(+), 1972 :3 (-),
1976 :3 (-)
Nomination de Pierre Bérégovoy comme Premier ministre.
20
ANNEXE 2 :
Liste des variables politiques :
dum84, dum86, dum88, dum91, dum92, dum93, dum95, dum97 variables muettes égales
respectivement à 1 en 1984 :3, 1986 :2, 1988 :2, 1991 :3, 1992 :2, 1993 :2, 1995 :2,
1997 :3 et 0 sinon
CRE : variable muette égale à 1 pendant la période où Edith Cresson est Premier
ministre (1991:3-1992:1) et 0 sinon
BER : variable muette égale à 1 pendant la période où Pierre Bérégovoy est Premier
ministre (1992:2-1993:1) et 0 sinon
BAL : variable muette égale à 1 pendant la période où Edouard Balladur est Premier
ministre (1993:2-1995:1) et 0 sinon
JUP : variable muette égale à 1 pendant la période où Alain Juppé est Premier ministre
(1995:2-1997:2) et 0 sinon
JOS : variable muette égale à 1 pendant la période où Lionel Jospin est Premier ministre
(1997:3-2002:1) et 0 sinon
USU (usure du pouvoir) : variable muette égale à 0 pendant les quatre premiers
trimestres après la nomination d’un Premier ministre, à 1 pendant les quatre trimestres
suivants, à 2 …, à 3 … (éventuellement)
CM (coupe du monde de football) : variable muette égale à 1 en 1998:3 et 0 sinon KOS :
variable muette égale à 1 en 1999 :2 et 0 sinon
21
BIBLIOGRAPHIE
Auberger A. (2001), Popularité, cycles et politique économique, Thèse de doctorat en
sciences économiques, Université Paris 2.
Bloom H.S. et Price D.H. (1975), « Voter Response to Short-Run Economic
Conditions : the Asymmetric Effect of Prosperity and Recession », American Political
Science Review, vol. 59, n°4, pp. 1240-54.
Carlsen F. (2000), « Unemployment, inflation and government popularity - are there
partisan effects? », Electoral Studies, vol. 19, n°s 2-3, pp. 141-150.
Courbis R. (1995), « La conjoncture économique, la popularité politique et les
perspectives électorales dans la France d’aujourd’hui », Journal de la société de
statistique de Paris, tome 136, n°1, pp. 47-70.
Downs A. (1957), An Economic Theory of Democracy, New York: Harper and Row.
Erikson R., MacKuen M. et Stimson J. (2000), « Bankers or peasants revisited:
economic expectations and presidential approval », Electoral Studies, vol. 19, pp. 295312.
Frey B. et Schneider F. (1978), « An empirical study of politico-economic interaction in
the United States », Review of Economics and Statistics, vol. 60, pp. 174-183.
Hibbs D.A., Jr. (1982), « On the demand for economic outcomes: macroeconomic
performance and mass political support in the United States, Great Britain, and
Germany », Journal of Politics, vol. 44, pp. 426-462
Hibbs D.A., Jr. (1983), « Performance économique et fonction de popularité des
Présidents Pompidou et Giscard d’Estaing », Revue d’économie politique, n°1, pp. 4461.
Hibbs D.A., Jr. (1987), The political economy of industrial democracies, Cambridge,
MA and London: Harvard University Press.
Holden K. et Peel D. (1985), « An alternative approach to explaining political
popularity », Electoral Studies, vol. 4, n°3, pp. 231-239.
Key V. (1966), The responsible electorate: rationality in presidential voting, 19361960, Cambridge: Harvard University Press.
Kirchgässner G. (1991), « Economic conditions and the popularity of West German
22
parties : before and after the 1982 government change », in Helmut Norpoth, Michael
Lewis-Beck, Jean-Dominique Lafay (eds.), Economics and politics - The calculus of
support, pp. 103-122, Ann Arbor : The University of Michigan Press.
Lafay J.D. (1977), « Les conséquences électorales de la conjoncture économique », Vie
et Sciences Economiques, vol. 75, pp. 1-7.
Lafay J.D. (1981), « The impact of economic variables on political behavior in France »,
in Hibbs D.A, Jr et Fassbender H. (eds.), Contemporary political economy, pp. 137-149,
New York : Elsevier North-Holland.
Lafay J.D. (1985), « Political change and stability of the popularity function : the French
general of 1981 », in Eulau H., Lewis-Beck M.S. (eds.), Economic conditions and
electoral outcomes : the United States and the Western Europe, pp. 78-97, New York :
Agathon Press.
Lafay J.D. (1991), « Political dyarchy and popularity functions : lessons from the 1986
French experience », in Norpoth H., Lewis-Beck M.S., Lafay J.D. (eds.), Economics and
Politics : The Calculus of Support, pp. 123-139, Ann Arbor : the University of Michigan
Press.
Lafay J.D. (1997), « L’analyse économique de la politique : raisons d’être, vrais
problèmes et fausses critiques », Revue française de sociologie, vol. 65, n°2, pp. 13143.
Lecaillon J. (1981a), « Popularité des gouvernants et politique économique »,
Consommation - Revue de Socio-Economie, n°3, pp. 17-50.
Lecaillon J. (1981b),
« Cycle électoral et répartition du revenu national », Revue
économique, n°2, pp. 213-236.
Letterie W. et Swank O. (1997), « Electoral and partisan cycles between US economic
performance and presidential popularity : a comment on Stephen E. Haynes », Applied
Economics, vol. 29, n° 12, pp. 1585-1592.
Lewis-Beck M.S. (1980), « Economic conditions and executive popularity : the French
experience », American Journal of Political Science, vol. 24, n°2, pp. 306-323.
Lewis-Beck M.S. et Paldam M. (2000), « Economic voting : an introduction », Electoral
Studies, vol. 19, n°s 2-3, 2000, pp. 113-121.
23
Mueller D. (2003), Public Choice III, Cambridge University Press.
Nannestad P. et Paldam M. (1994), « The VP-function : a survey of the literature on
vote and popularity functions after 25 years », Public Choice, vol. 79, pp. 213-245.
Neck R. et Karbuz S. (1997), « Econometric estimations of popularity functions : A case
study for Austria », vol. 91, n°1, pp. 57-88.
Paldam M. (1981), « A preliminary survey of the theories and findings on vote and
popularity functions », European Journal of Political Research, vol. 9, n°2, pp. 181199.
Swank O.H. (1993), « Popularity functions based on the partisan theory », Public
Choice, vol. 75, pp. 339-356.
Swank O.H. (1998), « Partisan policies, macroeconomic performance and political
support », Journal of Macroeconomics, vol. 30, n°2, pp. 367-386.
24