Revue française de science politique
Presses de Sc. Po.
I.S.B.N.2724629272
232 pages
p. 251 à 272
doi: en cours
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Vol. 52 2002/2-3
Les municipales de mars 2001 : vote récompense ou vote sanction ?
Les réponses de l’analyse politico-économique
Véronique Jérôme-Speziari Véronique Jérôme-Speziari est maître de conférences en économie à l’université de Metz et docteur de l’université de Paris I-Panthéon Sorbonne. Elle est l’auteur de « Paradoxes et anomalies de la rationalité », Les analyses de la s.e.d.e.i.s, 83, septembre 1991 ; « Le syndicat dans l’analyse économique de la politique : du syndicat exogène au syndicat endogène », dans Dominique Andolfatto, Dominique Labbé (dir.), Un demi-siècle de syndicalisme en France et dans l’Est, PUN, 1998 ; (avec B. Jérôme et M. S. Lewis-Beck) « Polls Fail in France : Forecasts of the 1997 Legislative Election », International Journal of Forecasting, 15, 1999 ; (avec B. Jérôme, M. S. Lewis-Beck) « Évaluation économique et vote en France et en Allemagne », dans D. Reynié, B. Cautrès, l’opinion européenne 2001, Paris, Presses de Sciences Po, 2001. Elle va publier prochainement (avec B. Jérôme, M. S. Lewis-Beck) « Reordering the French Election Calendar : Forecasting the consequences for 2002 », European Journal of Political Research, 2002. Ses recherches portent actuellement sur l’analyse des interactions politico-économiques (dont l’analyse élargie au syndicat), l’analyse des politiques publiques, et l’économie européenne (<vjerome@libertysurf.fr>). Bruno Jérôme Bruno Jérôme est maître de conférences en économie à l’université de Metz et docteur de l’université de Paris I-Panthéon Sorbonne. Il est l’auteur (avec M. S. Lewis-Beck) de « Is Local Politics Local ? French Evidence », European Journal of Political Research, 35, 1999, p. 181-197 ; (avec V. Jérôme-Speziari) « The 1998 French Regional Elections : Why so Much Political Instability ? », Electoral Studies, 19 (2-3), juin-septembre, 2000. Il va publier prochainement (avec V. Jérôme-Speziari, M. S. Lewis-Beck) « Reordering the French Election Calendar : Forecasting the consequences for 2002 », European Journal of Political Research, 2002. Ses recherches portent actuellement sur l’économie managériale, le cycle économique électoral, les fonctions de vote-popularité, la crédibilité des politiques publiques et les anticipations politico-économiques des ménages (<bruno.jerome@libertysurf.fr>).
L’étude des élections municipales en France a rarement conduit à l’utilisation conjointe de déterminants politico-stratégiques et de variables économiques. La permanence du caractère unitaire du pays, en renforçant la spécificité des scrutins locaux, impose aussi de prendre la bonne mesure du degré d’autonomie dont jouissent les collectivités locales par rapport à l’État central. Les interactions politico-économiques locales n’ont jusqu’ici été envisagées que sous l’angle de la « manipulation » de l’économie par les décideurs publics, en occultant la réaction des citoyens-électeurs. Notre modèle (sur 236 villes de plus de 30 000 habitants pour la période 1989-1995) propose une explication politico-économique globale des municipales. Les facteurs explicatifs du vote pour l’équipe municipale sortante sont regroupés en trois blocs (« économie », « élections passées » et « stratégie et implantation électorales ») prenant en compte les interactions entre le local et le national. Les résultats de l’estimation économétrique donnent les facteurs qui influencent le vote en distinguant, ceux qui génèrent une prime électorale moyenne, de ceux qui infligent aux sortants un coût électoral moyen. Parmi les villes non prévues par la simulation de mars 2001, près d’une sur deux peut être correctement envisagée en intégrant les ruptures récentes avec la tendance de long terme, et les modifications dans l’implantation et l’usure des équipes sortantes. Globalement, le modèle fournit le bon résultat dans 198 cas sur 236. Sans trancher entre vote récompense et vote sanction, le vote de mars 2001 semble avoir été marqué par une certaine asymétrie du blâme.
When explaining the municipal elections, politico-strategic determinants and economical variables have not been often simultaneously used. the permanent state of governmental centralization in strengthening the specificity of local races require us to give the correct evaluation of the degree of decentralization. former papers when studying local interactions between politics and economics were confined to the political business cycle of municipal economics, omitting the citizen-voter reaction. we are proposing here an empirical test for the french case using a municipal vote function and a pooled time series for the 236 communes over 30 000 people from the 1989-1995 elections years. explanatory variables of the vote for the outgoing municipal teams are gathered into 3 units (« economics », « previous elections » and « strategy and electoral establishment”) taking into account the interactions between local and national levels. the econometrical results fits well the factors acting upon the vote in telling, on average, the ones that generate an electoral bonus from the ones that give an electoral demerit point to the outgoing municipal teams. among the forecasting errors, one out of two communes can be correctly predicted incorporating first, breaks in the long run trends and second, changes in wearing effects of being in power or changes in established forces. as a whole, the political economy model performs well for 198 cases out of 236. but, since if it is not so obvious to conclude between punishment and reward hypothesis, we can assert that the 2001 vote has been marked by a real grievance asymmetry.
L’explication du vote local est une préoccupation ancienne tant pour les politologues que pour les économistes. Néanmoins, dans le cas précis des municipales en France, rares sont les études qui ont rassemblé au sein d’un même modèle explicatif, déterminants politico-stratégiques et variables économiques. De surcroît, dans un pays unitaire comme la France, ces facteurs doivent encore être analysés en tenant compte de la plus ou moins grande autonomie des collectivités territoriales par rapport à l’État central.
Dans un premier temps, le modèle que nous proposons ici va chercher à expliquer pourquoi des électeurs, dont on suppose qu’ils sont dotés d’une faculté de jugement stable dans le temps, sont amenés à tantôt reconduire, tantôt défaire, les majorités sortantes au gré des élections. Tous les facteurs pertinents identifiés, vont alors constituer le modèle explicatif du vote dont on peut ensuite tester le pouvoir prédictif. C’est précisément la démarche qui va nous permettre de spécifier les déterminants politico-économiques du vote municipal en France sur un panel de 236 villes de plus de 30 000 habitants.
Interactions politico-économiques et élections locales
Quatre grandes familles de modèles ont étudié les interactions s’établissant au plan local entre politique et économie. Les modèles de choix économiques et financiers ont ainsi cherché à expliquer le comportement des élus municipaux défini dans le cadre de l’illusion budgétaire au sens de Gramlich et Galper
[1], ou dans celui d’une tentative de captation de la voix de l’électeur médian (Downs
[2] et Gramlich et Rubinfeld
[3]). D’autres modèles ont, pour leur part, cherché à justifier la mobilité résidentielle à l’aide de la théorie du « vote avec les pieds » de Tiebout
[4]. Dans cet esprit, Mingat et Salmon
[5] montreront que les responsables politiques locaux peuvent, par des décisions appropriées, modifier la composition de la démographie urbaine afin de dégager un électorat favorable à leur réélection.
Dans la lignée des travaux de Nordhaus
[6], une troisième catégorie de modèles à étudié le cycle économique électoral local
[7]. C’est ainsi qu’un véritable cycle de l’investissement et de la fiscalité des communes a été identifié dans le cas français
[8].
L’ensemble des approches précédentes a permis de mesurer le degré de « manipulation » de la sphère économique par les décideurs publics, néanmoins force est de constater que ces premières analyses politico-économiques ont largement négligé la réaction des citoyens-électeurs.
De leur côté, les politologues ont fourni de très nombreux travaux sur l’explication du vote, en analysant en particulier la structure des choix électoraux. Si, aux États-Unis, on attache une grande importance au rôle de l’identification partisane, en France, on préfère insister sur les déterminants socioculturels du vote que sont la religion, le niveau d’études, l’attitude face à la mondialisation, les réformes appliquées à l’économie, à la protection sociale, au rôle de l’État
[9]. En parallèle, le problème de l’existence d’un cycle local a fait l’objet de travaux très pertinents, avec le modèle des « élections intermédiaires »
[10] ou encore le cycle électoral municipal
[11]. Cependant, en dépit de leur apport indéniable, ces analyses méritent d’être complétées si l’on souhaite trouver les raisons qui poussent un individu (aux caractéristiques a priori inchangées) à modifier son vote d’une élection à l’autre.
Au plan national, une abondante littérature est consacrée aux fonctions de vote et de popularité
[12], mais peu d’études ont exploré le domaine local. S’agissant du cas français, quelques travaux pionniers ont traité des cantonales
[13], ou encore des régionales
[14], voire des municipales (Lafay et Jérôme
[15], Jérôme, Jérôme-Speziari et Deffains
[16]). Mais dans ces deux derniers cas, les études ne reposaient que sur un échantillon restreint de villes, un horizon temporel se limitant à une année, et un nombre de facteurs explicatifs limités provenant parfois d’enquêtes qualitatives
[17]. Enfin, il faut ajouter que le pouvoir prédictif de ce type de modèles explicatifs n’a jamais été testé jusqu’à présent pour les municipales
[18].
Notre ambition est donc de donner une explication politico-économique globale des municipales en France reposant cette fois sur un horizon spatio-temporel élargi, soit 236 villes de plus de 30 000 habitants pour la période 1989-1995. L’intérêt de la démarche repose essentiellement sur l’apport de facteurs explicatifs renouvelés et pertinents. Le cas échéant, on peut aussi proposer une prévision des élections municipales de mars 2001 pour chacune des villes du panel.
Le comportement des agents économiques-électeurs
La théorie des fonctions de vote-popularité
[19] propose plusieurs hypothèses quant au comportement des électeurs. Ils peuvent s’exprimer par un vote soit rétrospectif, soit prospectif, sur la base d’une appréciation egotropique et/ou sociotropique de la situation économique.
Un vote est dit « rétrospectif » dès que les électeurs évaluent la gestion passée des gouvernements à la manière de jurés chargés de faire connaître leur verdict
[20]. Dans ce contexte, la variation des choix électoraux est directement fonction des performances des sortants qui seront, en conséquence, punis ou récompensés
[21]. Si les électeurs formulent un vote dit « prospectif », ceci suppose alors qu’ils ont un comportement assez proche de la théorie des choix rationnels développée par les économistes. Les électeurs évalueraient leur coût d’opportunité en comparant l’utilité espérée de la reconduction du sortant et celle de l’arrivée au pouvoir de l’opposition
[22]. Cette dernière hypothèse, qui suppose un comportement très sophistiqué de la part de l’électeur, aboutit cependant à des choix très proches de ceux issus de la théorie rétrospective. En effet, les résultats anticipés des sortants dépendent largement de leurs résultats antérieurs. De surcroît, l’offre (en termes de programmes) tend à converger vers les préférences de l’électeur médian. Enfin, le calcul du coût d’opportunité de la réélection des sortants entraîne des coûts d’information considérables pour qui souhaite évaluer ce que serait la meilleure politique possible. Dès que l’électeur compare le coût d’une telle évaluation avec la très faible probabilité de voir son vote peser sur le résultat final, il peut adopter un comportement d’ignorance rationnelle le conduisant à l’abstention
[23]. Enfin, lorsque l’électeur n’est pas en mesure d’évaluer les conséquences de l’emploi de tel ou tel instrument sur les objectifs de politique économique, l’économiste considère qu’il est en situation de rationalité limitée « à la Herbert Simon ». Le coût élevé de l’information le contraint à abandonner la logique de la maximisation au profit d’un comportement dit de satisfaction. Il va alors juger le pouvoir sur ses résultats apparents comparés, éventuellement, aux performances des pouvoirs voisins
[24].
L’incidence de la perception de la conjoncture économique sur le vote a été analysée dans le cadre d’études empiriques, conduites pour l’essentiel, au plan national. Elles tendent à valider l’attitude sociotropique des électeurs qui votent plutôt sur la base de considérations macro-économiques. Ainsi, lorsqu’ils votent, ils occultent les considérations personnelles au profit d’une appréciation de la situation globale, punissant le gouvernement pour chaque remontée du chômage et le récompensant lorsqu’ils observent, par exemple, une hausse du pouvoir d’achat des ménages
[25]. Cependant, l’attitude egotropique, reposant sur une appréciation relevant plutôt du vécu et/ou de la situation personnelle, ne doit pas être totalement rejetée lorsqu’on se place au plan local. En conséquence, la variation des taux de la fiscalité locale, en influençant la situation financière de l’entrepreneur, du propriétaire ou du locataire, influencerait corrélativement son vote.
La transposition de la plupart des principes précédents au plan local est relativement aisée, à quelques particularités près. En premier lieu, la mobilité géographique de l’électorat est toujours plus forte au plan local qu’elle ne l’est au plan national, introduisant instantanément une part de volatilité entre deux élections lorsque les agents changent de commune. Une telle migration a parfois un motif purement économique, lorsque, par exemple, les conditions de revenus d’une famille changent. Au surplus, lorsqu’elle se produit suite à une modification de la fiscalité ou des conditions initiales de bien-être (logement, environnement, sécurité, etc.), ceci signifie que les agents économiques, ménages ou entrepreneurs, ont choisi de « voter avec les pieds ». Or, au niveau municipal, on observe que le coût de l’information est plutôt secondaire, voire négligeable, car le lien entre les instruments et les objectifs est immédiat. Il s’agit ici du financement de services et d’équipements précis sur lesquels les électeurs ont souvent une information liée à leur expérience personnelle. Les comparaisons avec les municipalités environnantes sont beaucoup plus simples et sûres. Dans ces conditions, la rationalité devient moins « limitée » et les choix électoraux devraient mieux correspondre à une appréciation « objective » tant des résultats de la politique économique municipale que de la conjoncture économique locale.
En dernier lieu, il semble se confirmer qu’au plan local, le vote serait plutôt rétrospectif faisant ainsi une large place à l’étude du bilan du sortant. C’est pourquoi l’équipe sortante qui souhaite maximiser ses chances de réélection tentera de présenter le meilleur bilan possible à ses concitoyens.
Un modèle politico-économique global du vote municipal
Les déterminants économiques du vote
On peut décomposer les facteurs explicatifs du vote municipal en trois blocs (figure 1). Le bloc « économie » regroupe les variables jugées les plus représentatives par les électeurs qui cherchent à apprécier la conjoncture économique. Ainsi, le gouvernement local sera jugé digne de recevoir une prime électorale ou sera, au contraire, condamné à subir un coût électoral.
En premier lieu, nous retenons certaines variables fiscales locales en supposant que l’électeur est sensible au couple impôts-dépenses qui correspond le mieux à ses attentes. À cette fin, de nombreuses variables budgétaires et fiscales ont été testées, et parmi les plus significatives, on a retenu la variation du taux de l’impôt sur le foncier bâti
[26]. Si l’on calcule la part de l’impôt sur le foncier bâti au sein de l’ensemble constitué par les quatre taxes locales des communes, celle-ci représente le tiers des produits votés pour 2000
[27]. À côté de son poids non négligeable, on a également retenu l’impôt sur le foncier bâti pour les raisons suivantes. Sur le plan théorique, cet impôt est le plus juste et le plus efficace
[28] dans la mesure où il frappe des gains privés provenant de la valeur de terrains émanant d’un enrichissement général, sans que le propriétaire n’en soit directement responsable. Une partie des revenus de la rente foncière doit donc revenir à la collectivité par le biais de cet impôt. Sur un plan plus concret, l’impôt sur le foncier bâti est sujet à moins d’exonérations et d’abattements que la taxe d’habitation par exemple, ce qui en fait une variable moins biaisée et plus lisible. Ensuite, bien que cet impôt ne touche que les propriétaires, il n’est pas sans incidences sur les autres agents économiques, notamment en termes de redistribution inter-personnelle
[29]. Ainsi, le poids de cette taxe serait aussi supporté par les locataires dans la mesure où les propriétaires répercuteraient la hausse des taux sur les loyers. Cet impôt aurait donc un impact négatif sur certains revenus. D’autres auteurs, faisant observer qu’il est supporté non seulement par le propriétaire, mais aussi par les autres capitalistes, préfèrent insister sur la progressivité de ce prélèvement. Enfin, le vote des taux par les conseils municipaux est toujours soumis à des considérations stratégiques et à des péréquations qui ne sont jamais neutres. Élever ou abaisser le taux du foncier bâti revient à agir sur les trois autres impôts locaux, cela dans la limite des règles de fluctuations entre les taux imposées par l’État central afin de limiter la concurrence fiscale. Or, sur des séries longues
[30], on constate que c’est le foncier bâti qui enregistre les fluctuations les plus brutales dans le cycle de la fiscalité locale.
Le maire est aussi jugé sur sa capacité à développer la « richesse » de la commune. Lorsqu’il dispose d’une certaine marge de manœuvre en termes de budget, il a tout intérêt à attirer des hommes et des entreprises afin d’accroître la base fiscale de sa commune, ou matière imposable, ce qui permet ensuite de baisser plus aisément les taux. En appliquant les taux moyens nationaux à la base des communes, on détermine ainsi leur potentiel fiscal. Nous faisons ici l’hypothèse qu’un potentiel fiscal supérieur à la moyenne nationale entraîne une prime électorale pour l’équipe municipale sortante.
Ainsi, l’adoption d’une grille de lecture purement économique, démontre que les considérations nationales restent relativement présentes dans l’économie locale, ce que l’indicateur du degré de centralisation des prélèvements obligatoires des administrations publiques confirme, avec 87,9 % en 1999
[31]. Dès lors, on est enclin à penser que la France n’a pas achevé sa décentralisation. Au niveau des communes, les quatre taxes ne représentent que 37,4 % de leurs ressources totales en 1999, ce qui équivaut à 4,4 % des prélèvements publics obligatoires effectués par les administrations publiques (en % du PIB). En parallèle, les dotations et les subventions de l’État représentent 24,5 % des ressources totales des communes. Ainsi, il est dans l’ordre des choses qu’à l’occasion des municipales, les électeurs jugent la conjoncture économique locale à l’aune de considérations nationales.
L’argument précédent vaut aussi pour le chômage. Certes, la municipalité n’est pas décisionnaire en matière de politique de l’emploi, mais ceci ne signifie pas qu’elle reste inactive. Nombreux sont les exemples de municipalités qui tentent de mobiliser les énergies et d’attirer le plus grand nombre possible d’entreprises, afin de favoriser et de contribuer au développement de l’investissement et, corrélativement, de l’emploi. Ajoutons qu’en la matière, un maire de grande ville proche du gouvernement devient un relais privilégié de la politique macroéconomique nationale. Pour cette raison, les électeurs ne peuvent être insensibles aux évolutions du taux de chômage local
[32] lorsque les sortants sont de la même couleur politique que le pouvoir central. Quant aux maires qui font partie de l’opposition, on supposera alors qu’ils sont prioritairement jugés sur le niveau des instruments de la politique locale et moins sur les incidences macroéconomiques de leur utilisation.
Le poids des élections passées
Le bloc « élections passées » prend en compte l’évolution des forces politiques d’une élection à l’autre. Convient-il alors de retenir l’évolution des comportements au plan national ou au plan local ? Le modèle des « élections intermédiaires » de Parodi
[33] s’est attaché à évaluer le degré de « localisme » des élections locales. C’est ainsi qu’en analysant la position des municipales dans le cycle électoral et en tenant compte de paramètres comme la nature de l’enjeu local, la personnalisation locale ou le système des partis aux échelons local et national, on peut établir que les élections de 1977 et 1983 ont fait l’objet d’une bataille dont l’enjeu était national. En revanche, les élections de 1989 et de 1995, tenues dans le sillage d’échéances nationales majeures, ont été considérées comme largement « dégouvernementalisées ». Selon Parodi
[34], les élections municipales de 2001 échappent aux deux configurations précédentes dans la mesure où elles ont été tenues un an avant les deux échéances nationales de 2002. Certains analystes ont néanmoins soutenu que la droite a bénéficié d’une « vague bleue »
[35] en dépit de la perte de Paris et de Lyon. Pour d’autres, le rapport des voix droite/gauche ne s’est pas véritablement modifié et la droite n’a bénéficié en réalité que d’un empilement de situations purement locales. Pour d’autres auteurs enfin, l’examen de la balance droite/gauche pour les villes de plus de 30 000 habitants permet de déceler d’éventuels signaux envoyés à la coalition gouvernementale au pouvoir
[36]. Si l’on suppose que les villes de plus de 30000 habitants (soit un tiers de la population française) constituent une strate pertinente, alors l’élection municipale en France ne saurait être totalement dépourvue de sens national. Ajoutons que, d’une part, ces élections ont eu lieu le même jour dans toute la France
[37] et, d’autre part, le système des partis politiques reste très influent, notamment s’agissant des investitures et de la constitution des listes d’union. Enfin, une grille de lecture politico-économique indique que de telles élections peuvent être l’occasion d’envoyer un signal sur la qualité estimée de la gestion de la majorité parlementaire tant au plan macroéconomique qu’au plan décentralisé. Ainsi, la structure unitaire de la France n’évite pas au gouvernement les retombées électorales d’un débat sur l’amplification de la décentralisation ou, au contraire, la montée de l’insatisfaction des élus locaux lorsqu’ils suspectent une certaine « recentralisation » des finances locales.
C’est pour l’ensemble de ces raisons que nous avons retenu pour variables « retardées » (c’est-à-dire les rapports de force passés) :
- le score obtenu en t - 6 par la coalition idéologiquement proche de l’équipe sortante en t aux municipales,
- le score obtenu au deuxième tour par le candidat proche de l’équipe sortante aux municipales en t, lors des dernières élections nationales ayant structuré le paysage politique français (présidentielles en 1988 et 1995 ou législatives en 1997, lors de la dissolution).
Comme on le constate, l’objectif est de mesurer l’influence et/ou l’inertie des comportements électoraux locaux et nationaux passés. Par hypothèse, nous considérons ici que ces facteurs sont conjointement pertinents, mais aussi que le « degré de localisme » peut varier d’une élection à l’autre. Enfin, ainsi que nous l’avons signalé, la reproduction des comportements reste fortement dépendante de la plus ou moins grande mobilité résidentielle (communale) des agents.
Stratégie et implantation électorales
Le troisième et dernier bloc considère, d’une part, les déterminants propres à l’implantation électorale des élus et des forces politiques et, d’autre part, l’impact des comportements stratégiques au sein de chaque camp politique.
Ainsi, lorsque l’équipe sortante est conduite par un « grand notable »
[38] cumulant des fonctions locales et nationales, elle peut espérer en retirer un gain électoral. Après avoir testé de nombreuses configurations, le cumul des fonctions de député et de maire apparaît comme étant le plus significatif.
Par ailleurs, de nombreuses études ont été menées pour établir une véritable typologie des situations municipales et identifier les fiefs électoraux, les situations de bastions à défendre ou bien encore, les cas de regain d’un camp politique sur un autre
[39]. Ceci nous a conduits à tester trois types de villes :
- Les fiefs électoraux supposés imprenables : certaines équipes municipales étant systématiquement reconduites avec des scores supérieurs à 60 % des voix. Nous avons mesuré ici le gain moyen attendu pour les sortants en nous fondant sur les élections de 1989 et 1995.
- Les fiefs menacés par l’usure du pouvoir [40] : certaines équipes étant à la tête d’une ville depuis 5 ou 6 mandats consécutifs. Dans certains cas, cela peut constituer un atout dans la durée, néanmoins, il est des situations où un écroulement soudain se produit alors même que l’on croyait l’équipe au pouvoir parfaitement implantée. C’est pourquoi nous avons aussi testé le gain ou la prime (toutes mouvances confondues) que peut attendre une équipe sortante lorsqu’elle a exercé le pouvoir pendant 5 ou 6 mandats consécutifs depuis 1965. Les résultats indiquent clairement que de telles municipalités encourent en moyenne un coût électoral et non un gain. On peut aussi mesurer une perte électorale moyenne pour des équipes sortantes (communiste, socialiste ou de droite) qui ont été battues en 1989 ou 1995, après avoir exercé le pouvoir pendant au moins trois mandats consécutifs. Cette variable possède un caractère explicatif puissant.
- Les villes électoralement instables : certaines villes sont sujettes en effet à un véritable jeu de « ping-pong » électoral [41]. Nous avons mesuré le coût électoral moyen de l’instabilité pour une équipe sortante, lorsque la ville a déjà basculé deux ou trois fois dans le passé depuis 1977. Il s’agit souvent de municipalités dont la structure sociologique ou politique est relativement équilibrée, c’est alors la capture de la voix de l’électeur médian (ou de la classe médiane) qui permet d’emporter la décision.
À côté des facteurs propres à l’implantation des forces électorales, reste le rôle de la stratégie électorale. En effet, le maintien au second tour de concurrents dissidents (ou non) issus du même camp politique engendre un coût moyen électoral plus ou moins décisif pour la reconduction des sortants. Nous avons pris en compte les conséquences des situations de triangulaires (ou de quadrangulaires) dans les cas suivants :
- maintien d’un vert au second tour dans une ville de gauche (exemple : Lorient, Nanterre, St Brieuc, etc. en 1989 et Évry en 1995) ou de droite (exemple : Levallois Perret, Mulhouse, Quimper, Strasbourg, Vannes, etc. en 1989),
- présence d’un dissident de droite dans une ville de droite au second tour (exemple : Cambrai, Clamart, Viry-Châtillon, etc. en 1989 et Carcassonne, Dijon, Narbonne, etc. en 1995),
- présence d’un dissident de gauche dans une ville de gauche au second tour (exemple : Niort, Orly, Wattrelos, etc. en 1989),
- présence d’un candidat d’extrême droite au second tour dans une ville de gauche (exemple : Belfort, Sevran, Villefranche-sur-Saône, etc. en 1989, Béziers, Clichy, Mulhouse, etc. en 1995) ou de droite (exemple : Aulnay-sous-Bois, Dreux, Maubeuge, Tourcoing, etc. en 1989, Asnières, Auxerre, Colmar, etc. en 1995),
- présence d’un dissident de gauche au second tour dans une ville de droite (exemple : Saumur en 1989, Boulogne-sur-mer, la Seyne-sur-Mer, en 1995).
Le modèle prend en compte également
[42] :
- la perte électorale moyenne pour les sortants lorsque le maire sortant est battu (au premier ou au second tour) par un dissident du même camp sans provoquer de changement idéologique à la tête de la municipalité (exemple : Cannes, Melun, Vichy, etc. en 1989, Brive, Grasse, Houilles, etc. en 1995),
- « le manque à gagner » pour la gauche, en termes de report au second tour, lorsqu’un candidat d’extrême gauche réalise un score supérieur à 5 % dans une ville de gauche au premier tour (exemple : Montbéliard, etc. en 1989 et Laval en 1995).
Les apports du modèle politico-économique
Avant d’envisager les enseignements du modèle explicatif, il peut être intéressant de chercher à savoir si sa structure, mêlant variables politiques et variables économiques, est la plus appropriée. Pour ce faire, il suffit de comparer les valeurs réalisées et estimées du modèle sur les élections de 1989 et 1995, en écartant soit les élections nationales, soit les variables économiques.
Si le modèle occultant les élections nationales « se trompe » 12 fois sur la couleur politique du vainqueur, comme c’est le cas pour le modèle politico-économique global (soit 12 erreurs sur 472 observations), il a cependant tendance à sortir un peu plus souvent de l’intervalle de confiance admis pour l’estimation. En revanche, lorsqu’on prive le modèle global de ses variables économiques, on obtient un instrument moins fiable qui génère près de deux fois plus de points aberrants et près de 60 % d’erreurs supplémentaires. On a ainsi la démonstration du pouvoir explicatif relativement puissant du modèle global retenu.
On peut encore mesurer le poids de chaque catégorie de variables « lourdes »
[43] (variables politiques nationales ou locales et variables économiques) dans la structure de base du modèle politico-économique. On observe ainsi que, dans l’hypothèse d’une bonne conjoncture économique avec une équipe sortante de gauche (respectivement de droite), les élections nationales pèsent pour environ 45 % (respectivement 48 %) dans l’explication, contre environ 38 % (respectivement 40 %) pour les élections locales, le poids de l’économie étant de plus de 16 % (respectivement 10,9 %).
Enfin, la vérification habituelle à l’aide du test statistique de Fisher
[44] a confirmé que l’apport des variables économiques était significatif et participait à l’explication de la variance.
Analyse empirique
L’analyse empirique a été menée à l’aide d’une estimation économétrique par les moindres carrés ordinaires sur données temporelles empilées (ou pooled time series). On traite les observations portant sur 236 villes de plus de 30 000 habitants en coupe et dans le temps (sur 1989 et 1995). Ainsi, les voix assurant la victoire des équipes sortantes (au premier ou au second tour) en 1989 et 1995 pour 236 communes, sont expliquées par 27 variables. Les effets et impacts des principales variables du modèle figurent dans la figure 2 (les résultats complets des tests sont en annexe B)
[45]. Ce tableau opère la distinction entre les variables engendrant une prime électorale moyenne (PEM) et celles engendrant un coût électoral moyen (CEM).
En ce qui concerne le bloc « économie », nous pouvons encore établir que le sortant recueille une PEM chaque fois qu’il est à la tête d’une ville « riche », définie ici par un potentiel fiscal supérieur à la moyenne nationale. Précisément, lorsque l’équipe sortante gère une ville riche, la PEM est de 1,3 % de voix.
Lorsque le sortant est issu de la majorité parlementaire et que le taux de chômage local baisse de 5 points entre les municipales en (t-6)
[46] et un an avant les municipales en t, la PEM attendue est de 2,2 %. À l’inverse, un accroissement de 5 points du taux du foncier bâti entre (t-6) et (t-1) représente un CEM de 1,14 % des voix (ou une PEM en cas de baisse du taux).
Les coefficients estimés du poids des élections passées (municipales et scrutins nationaux) restent statistiquement très significatifs (voir annexe B). Néanmoins, on remarque une certaine volatilité du scrutin municipal. Pour chaque point accordé à l’équipe sortante aux élections de (t-6), les électeurs n’attribuent plus en moyenne que 0,115 point lors de l’élection en t. À titre d’exemple, pour un score de 51 % des voix 6 ans plus tôt, le sortant ne reçoit plus, lors de l’élection suivante, qu’une prime électorale moyenne (PEM) de 5,9 %. Les élections présidentielles de 1988 et 1995, structurant la vie politique française, influencent le score du sortant aux municipales qui suivent à raison de 0,135 point pour chaque point accordé en (t-6). Par exemple, lorsque le candidat à la présidentielle – proche du maire sortant – a réalisé un score de 51 % des voix dans la ville au second tour, le maire sortant bénéficie d’une PEM de 6,9 %.
Les facteurs explicatifs de l’implantation des candidats et de la stratégie électorale génèrent une PEM de 1 % pour un député-maire, tandis que des scores systématiquement supérieurs à 60 % aux scrutins municipaux confèrent au sortant une PEM de près de 10 %.Nous retiendrons aussi que l’instabilité potentielle d’une ville (au moins 2 ou 3 basculements depuis 1977) peut coûter en moyenne au sortant de 5,2 % à 8,5 % des voix. Une certaine usure du pouvoir se manifeste dès que la mouvance sortante est présente de façon continue sur au moins les trois-quarts de l’horizon temporel considéré (CEM>1 %). Enfin, les situations de triangulaires pénalisent aussi les sortants, ainsi, le maintien de l’extrême droite dans une ville gérée par la droite (respectivement par la gauche) conduit à une CEM de près de 6 % (respectivement CEM<4 %). Le maintien au second tour de candidats (dissidents ou non) issus de la majorité sortante, entraîne des pertes comparables à droite comme à gauche (CEM = 8 %). En revanche, il est plus difficile de lutter contre un candidat Vert au second tour lorsqu’on est un sortant de gauche (CEM>9 %) que lorsqu’on est un sortant de droite (CEM<7 %). Finalement, les facteurs explicatifs précédents peuvent être utilisés comme indicateurs du coût de la désunion.
Certaines variables indicatrices (dummy variables
[47]) contrôlant le modèle n’ont pas été reprises dans la simulation pour 2001, elles ont néanmoins permis d’identifier et d’expliquer de nombreux phénomènes, comme le déclin électoral de certaines forces politiques. Ainsi, lorsqu’en 1989 ou 1995, des bastions PC sont tombés, les équipes sortantes ont été en moyenne plus sévèrement battues que les équipes de droite, voire même que celles du PS. Pour le PC, la déperdition moyenne est de près de 10 % des voix
[48] contre 7,9 % pour la droite
[49] et seulement 6,1 % pour le PS
[50]. Par ailleurs, lorsque le maire sortant est battu par un dissident du même camp (sans provoquer de changement idéologique à la tête de la municipalité) la perte en voix est en moyenne de 7,9 %. Enfin, lorsqu’un candidat d’extrême gauche (LO ou LCR) réalise un score supérieur à 5 % des suffrages exprimés au premier tour dans une ville de gauche et qu’il est en mesure de négocier la fusion, on constate qu’il occasionne au second tour, une déperdition moyenne de 8,5 % pour les sortants.
Le modèle appliqué aux élections de 2001
En faisant l’hypothèse d’une relative stabilité du comportement des citoyens-électeurs entre deux élections et en considérant les facteurs explicatifs du vote comme étant correctement identifiés, on peut simuler le potentiel électoral des sortants pour 2001. On donne aux variables explicatives les valeurs observées sur la période 1995-2000 et on leur affecte les coefficients du modèle
[51]. On peut alors estimer le score de l’équipe sortante, en retenant deux hypothèses. Si la prévision donne un score supérieur à 50 %, on supposera que la victoire est acquise au premier ou au second tour. Si le score simulé est inférieur à 50 %, on le corrigera à l’aide de coefficients appropriés (traduisant la configuration politico-stratégique de la ville). Il s’agit notamment des variables indicatrices relatives au maintien de dissidents du même camp, de l’extrême droite ou des Verts. On peut ainsi vérifier les conditions de victoire (à la majorité relative) de l’équipe sortante au second tour en cas de triangulaire, voire même de quadrangulaire.
Dans tous les cas de figure, un score simulé inférieur à 50 % sera le « signal » d’une certaine fragilité de l’équipe sortante.
On mesure ici le pouvoir prédictif du modèle en synthétisant les résultats définitifs et nos articles parus dans Les Échos et Le Figaro Économie (23 février 2001)
[52]. Globalement, il apparaît que le modèle a donné le bon résultat dans 198 cas sur 236, soit un taux de réussite de 84 % (voir annexes C et D).
La simulation avait donné 215 villes stables, 19 cas de basculement, et 2 cas incertains (Paris et Lyon). À l’issue du scrutin, on observe que 197 villes sont restées stables (18 de moins que prévu) et que 39 basculements se sont produits (19 de plus que prévu). En effet, nous avions anticipé que le nombre de basculements serait faible comparé à ce qu’il fut lors des élections de 1983 et 1977 (voire de 1995). Simultanément, la prévision politico-économique suggérait
[53] qu’il n’y aurait pas de « vague rose » malgré une conjoncture économique a priori favorable à la gauche et au parti socialiste.
Concernant l’évolution du rapport des forces droite-gauche, le modèle pronostiquait le basculement probable de 10 villes à droite, contre 5 basculements probables et 3 basculements possibles à gauche. Dans le cas de Paris et Lyon, jugés incertains, les résultats des prévisions indiquaient une résistance de la droite et pas nécessairement une victoire. Enfin, le maintien de Marignane dans le giron du MNR et le passage de Toulon (ex-FN) à droite ont été correctement prévus. En définitive, on envisageait le maintien de l’équilibre des forces avec une légère poussée de la droite cependant – mais en aucun cas une « vague bleue ». Les résultats définitifs indiquent une poussée de la droite plus importante que prévue (gain de 27 villes sur la base du panel) et confirment une moindre progression de la gauche (gain de 12 villes). Sans prévoir l’inversion du rapport des forces au sein de notre panel, le modèle a correctement envisagé, toutefois, la stabilité de la droite, prévoyant même la stabilité de 99 villes contre 97 en réalité.
Si l’on s’attache à l’étude détaillée des villes, celles dont le sort n’a pas été directement donné par le modèle peuvent être réparties en différentes catégories. En premier lieu et compte tenu des paramètres du modèle explicatif, le résultat du vote dans certaines villes est
– a priori – purement imprévisible comme Agen, Aix-en-Provence, Athis-Mons, Beauvais, Blois, Chartres, Châteauroux, Drancy, les Mureaux, Melun, Montauban, Orléans, Roanne, Rouen, Sevran, Strasbourg et Vichy. En revanche, dans d’autres villes, l’issue du scrutin n’a certes pas été prévue, mais ceci en raison de causes que l’on peut tenter d’identifier. Par exemple, les résultats d’Avignon, Béziers, Brest, Chelles, Quimper, Sarcelles, St Quentin, Tourcoing et Vandœuvre n’ont pas été trouvés à cause de la fin d’un cycle d’instabilité politique chronique. Par ailleurs, d’autres villes étaient théoriquement prévisibles en intégrant les « bons paramètres » de la mutation des forces politiques, comme dans le cas d’Ajaccio, Argenteuil, Auxerre, Clamart, Colombes, Dieppe, Dijon, Épinay-sur-Seine, Évreux, Mâcon, Montluçon, Salon-de-Provence, Saumur, Sète, Saint-Brieuc et de Tarbes.
Parmi les cas précédemment identifiés, nous pouvons ajouter les éléments d’explication suivants. Le modèle envoyait le signal d’un résultat serré, à Agen, Aix-en-Provence et à Évreux. Quant aux basculements à droite prévus pour Athis-Mons
[54] et Tourcoing
[55] (avec un score assez réaliste), si la gauche l’a finalement emporté dans ces deux villes, elle le doit au maintien d’un dissident de droite dans le premier cas et d’un FN dans le second. Le basculement à gauche de Sevran peut s’expliquer par la division de l’extrême droite qui, sans pouvoir se maintenir au second tour (comme le modèle l’avait imaginé pour prévoir le basculement), a néanmoins privé la droite de nombreux reports dus à un score global de 13,6 % au premier tour (8,8 % pour le FN et 4,8 % pour le MNR).
Enfin, concernant Avignon, Béziers et Sarcelles, le modèle n’a pas été en mesure d’envisager le maintien à droite des deux premières villes et le maintien à gauche de la dernière.
S’agissant de Sarcelles, le statut d’ancien ministre de Dominique Strauss-Kahn a peut-être amplifié la prime aux sortants au-delà de la moyenne.
Pour Avignon et Béziers, on peut imaginer que les déterminants locaux l’ont emporté largement sur les déterminants nationaux et ce, en faveur des sortants (jouant ainsi contre les ministres Élisabeth Guigou et Jean-Claude Gayssot). Précisons que, dans le cas particulier d’Avignon, les déterminants économiques locaux n’ont pas pu avantager la maire RPR Marie-Josée Roig, tant la situation était défavorable en la matière.
Parmi les bons résultats de la simulation, et notamment pour les villes qui ont fait l’objet d’analyses et de sondages pré-électoraux, on retiendra les cas suivants de basculement ou de stabilité. Le modèle permettait de prévoir correctement les basculements de Villeneuve-Saint-Georges, Castres, La Ciotat, La Seyne-sur-Mer, Nîmes, Maubeuge et Toulon, et il a d’emblée souligné avec acuité la stabilité des villes suivantes (cf. figure 3 ci-dessous) :
- stabilité à gauche : Dunkerque, Tours et Le Mans,
- stabilité à droite : Caen, Carcassonne, Nice, Reims, Nancy, Toulouse, Montélimar, Montbéliard, Angoulême, Saint-Étienne et Aulnay-sous-Bois.
Figure 3
Quelques exemples de projections des scores des équipes sortantes
Finalement, la comparaison fine entre les données simulées et les résultats effectifs du scrutin municipal permet de trouver les éléments d’information manquants qui, une fois pris en compte, renforceront le pouvoir explicatif du modèle.
Hormis les cas pour lesquels nous n’avons pas encore l’explication des erreurs, il reste ceux pour lesquels la prise en compte des évolutions récentes en rupture avec la tendance de long terme et dont l’analyse plus approfondie de l’implantation et de l’usure des équipes sortantes peut renforcer la qualité de la régression, permettant ainsi d’expliquer une part encore plus grande de la variance. Ajoutons qu’une spécification adéquate de l’implantation et de l’usure des sortants permet de « repêcher » 16 villes
[56] (soit près de 40 % des erreurs).
**
Dans un contexte de crise économique, comme ce fut le cas en 1977 et 1983, les électeurs avaient largement utilisé les élections municipales pour sanctionner les sortants qui étaient de la même couleur politique que le gouvernement. Début 2001, la bonne conjoncture économique dont a bénéficié la gauche plurielle ne lui a valu qu’une tiède récompense se traduisant par une relative stabilité du rapport des forces gauche-droite sur les 236 villes de notre panel. Ce résultat confirme l’hypothèse d’une asymétrie du blâme (grievance asymetry) soutenue par Nannestad et Paldam (1994)
[57], illustrant une plus forte détermination des électeurs à punir plus qu’ils ne récompensent.
Notre modèle politico-économique des municipales a permis d’expliquer ces tendances de fond, en donnant ensuite, par simulation, le camp gagnant dans plus des quatre cinquièmes des cas. Par ailleurs, il permet aussi d’analyser ex-post les éléments qui peuvent renforcer son pouvoir explicatif. S’agissant des autres situations, les écarts constatés s’expliquent notamment par une certaine instabilité due à la variation du degré de localisme de l’élection municipale, ou par un moindre attachement des électeurs à une affiliation partisane donnée, voire par le désir de voter avec les pieds (mobilité résidentielle) de certains citoyens en l’espace de six ans.
La principale vertu du modèle tient surtout dans son pouvoir explicatif et dans sa capacité à capter et traduire les évolutions des déterminants du vote municipal. Ainsi, sa structure intrinsèque intègre les facteurs locaux, partant du constat qu’à l’évidence, les municipales constituent un empilement de situations politiques et économiques locales. Mais, observant que, paradoxalement, les facteurs politico-économiques nationaux apportent une somme d’informations non négligeable à côté des facteurs explicatifs purement locaux, le modèle ne saurait les écarter sous peine de fournir une explication partielle. En corollaire, dans le cas français, en dépit d’un « État local » au poids économique encore modeste, aucune estimation des élections municipales ne sera pertinente si tous les éléments précédemment identifiés ne sont pas conjointement spécifiés dans un modèle explicatif global du vote
[58].
ANNEXE A
Municipales 2001 : liste et définition des variables
(*) Variables utilisées pour la prévision
VARIABLE EXPLIQUÉE
VSORT : voix (%) allant à l’équipe municipale sortante en t, lors du « tour décisif » (premier ou second tour).
VARIABLES EXPLICATIVES
C : constante
Bloc économie
(*) DCHOMAJ : variation du taux de chômage par zone d’emploi entre l’année précédent l’élection municipale (t – 1) et l’année où a été tenue la précédente élection (t – 6). Cette variable vaut zéro lorsque l’équipe municipale sortante n’appartient pas à la coalition gouvernementale.
(*) VTXFB16 : variation du taux du foncier bâti entre l’année précédent l’élection municipale (t – 1) et l’année où a été tenue la précédente élection (t – 6).
(*) DUMPFISC : Indicateur de « richesse » de la ville. Variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque le potentiel fiscal est supérieur à la moyenne nationale.
Bloc élections
(*) VSORT1 : voix (%) allant à l’équipe municipale sortante en t – 6, lors du « tour décisif » (premier ou second tour).
(*) VXNAT : voix (%) obtenues au second tour des élections nationales précédentes par le candidat proche idéologiquement de la majorité municipale sortante (soit : les présidentielles pour les municipales de 1989 et 1995 et les législatives de 1997 pour la prévision de 2001).
Bloc implantation et stratégie électorales
IMPLANTATION
(*) MRSRTDEP : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque le maire sortant qui se représente cumule le mandat de député.
(*) BASC2 : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque la ville a basculé deux fois depuis 1977. Cette variable mesure le coût électoral potentiel pour l’équipe sortante lorsque la ville est instable (moyennement).
(*) BASC3 : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque la ville a basculé trois fois depuis 1977. Cette variable mesure le coût électoral potentiel pour l’équipe sortante lorsque la ville est très instable.
(*) VIMP : variable indicatrice valant 1 lorsque le score réalisé par l’équipe sortante a été systématiquement supérieur à 60 % en 1989 et en 1995.
SCORF : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque l’équipe sortante a réalisé un score anormalement faible (inférieur à 30 %).
(*) USUFIEF : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque qu’une équipe municipale a effectué 5 ou 6 mandats sans interruption depuis 1965 (situation de fief électoral). Cette variable mesure l’usure du pouvoir et le coût qui en découle.
PCDECLIN : variable indicatrice valant 1 en 1989 ou 1995 lorsque le PC a été défait (0 sinon) après avoir occupé le pouvoir pendant trois mandats consécutifs au minimum depuis 1965. Cette variable mesure la perte moyenne encourue par le PC lorsqu’il est atteint par le déclin ou une certaine forme d’érosion alors qu’il paraissait résister (situation de bastion électoral).
PSDECLIN : variable indicatrice valant 1 en 1989 ou 1995 lorsque le PS a été défait (0 sinon) après avoir occupé le pouvoir pendant trois mandats consécutifs au minimum depuis 1965. Cette variable mesure la perte moyenne encourue par le PS lorsqu’il est atteint par le déclin ou une certaine forme d’érosion alors qu’il paraissait résister.
DDECLIN : variable indicatrice valant 1 en 1989 ou 1995 lorsque la droite a été défaite (0 sinon) après avoir occupé le pouvoir pendant trois mandats consécutifs minimum depuis 1965. Cette variable mesure la perte moyenne encourue par la droite lorsqu’elle est atteinte par le déclin ou une certaine forme d’érosion alors qu’elle paraissait résister.
STRATÉGIE ELECTORALE
CDINT : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) lorsque le maire sortant est battu par un dissident du même camp sans provoquer de changement idéologique à la tête de la municipalité.
(*) DVERVG : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de maintient d’un vert dans une ville de gauche au second tour.
(*) DVERVD : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de maintient d’un vert dans une ville de droite au second tour.
(*) DISSDVD : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de présence d’un dissident de droite dans une ville de droite au second tour.
(*) DISSGVG : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de présence d’un dissident de gauche dans une ville de gauche au second tour.
(*) DEXDVG : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de présence d’un candidat d’extrême droite (FN ou MNR) dans une ville de gauche au second tour.
(*) DEXDVD : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de présence d’un candidat d’extrême droite (FN ou MNR) dans une ville de droite au second tour.
(*) DISSGVD : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de présence d’un dissident de gauche dans une ville de droite au second tour.
EXGVGT1 : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) en cas de présence d’un candidat d’extrême gauche dans une ville de gauche au premier tour et ayant réalisé un score supérieur à 5 %.
Autres variables indicatrices
DLIEVIN : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) pour la ville de Liévin en 1989 (score « hors norme » de 74,99 %).
DVAL89 : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) pour la ville de Valenciennes en 1989 (victoire du dissident DVD J.-L. Borloo au premier tour).
DREUX84 : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) pour la ville de Dreux en 1984 (élection rejouée après l’annulation de celle de 1983).
AURIL95 : variable indicatrice valant 1 (0 sinon) pour la ville d’Aurillac en 1995 (défaite du sortant PS Souchon contre le DVG Bec).
ANNEXE B
Resultats econometriques
Variable Explique : VSORT
ANNEXE C
ANNEXE D
ANNEXE E
NOTES
[1]
E. M. Gramlich, H. Galper, « State and Local Fiscal Behaviour and Federal Grant Policy », Brookings Papers on Economic Activity, 1973.
E. M. Gramlich, H. Galper, « State and Local Fiscal Behaviour and Federal Grant Policy », Brookings Papers on Economic Activity, 1973.
[2]
A. Downs, An economic Theory of Democracy, New York, Harper and Row, 1957.
A. Downs, An economic Theory of Democracy, New York, Harper and Row, 1957.
[3]
Cette hypothèse a été testée par E. M. Gramlich et D. L. Rubinfeld (« Micro Estimates of Public Spending Demand Functions and Tests of the Tiebout and Median Hypotheses », Journal of Political Economy, 90 (3), 1982, p. 536-560).
Cette hypothèse a été testée par E. M. Gramlich et D. L. Rubinfeld (« Micro Estimates of Public Spending Demand Functions and Tests of the Tiebout and Median Hypotheses », Journal of Political Economy, 90 (3), 1982, p. 536-560).
[4]
C. M. Tiebout, « A Pure Theory of Local Expenditures », Journal of Political Economy, 64, octobre 1956, p. 416-424.
C. M. Tiebout, « A Pure Theory of Local Expenditures », Journal of Political Economy, 64, octobre 1956, p. 416-424.
[5]
A. Mingat, P. Salmon, « Alternate Electorates in the Context of Residential Mobility », Public Choice, 59 (1), 1988, p. 61-82.
A. Mingat, P. Salmon, « Alternate Electorates in the Context of Residential Mobility », Public Choice, 59 (1), 1988, p. 61-82.
[6]
W. Nordhaus, « The Political Business Cycle », Review of Economic Studies, 42, 1975, p. 169-190.
W. Nordhaus, « The Political Business Cycle », Review of Economic Studies, 42, 1975, p. 169-190.
[7]
W. Pommerehne, F. Schneider, « Fiscal Illusion, Political Institutions and Local Public Spending », Kyklos, 31 (3), 1978, p. 381-408.
W. Pommerehne, F. Schneider, « Fiscal Illusion, Political Institutions and Local Public Spending », Kyklos, 31 (3), 1978, p. 381-408.
[8]
Cf., sur ce point, le modèle du Crefaur d’A. Guengant (« Un modèle macroéconomique d’évolution du secteur public communal 1955-1979 », Cahiers du Crefaur, 3, 1984), et de Ph. Abecassis (« Investissement, emprunt et trésorerie dans les modèles de finances publiques locales », Annuaire des collectivités locales, Paris, CNRS-GRAL, Litec, 1994 [14e éd.]).
Cf., sur ce point, le modèle du Crefaur d’A. Guengant (« Un modèle macroéconomique d’évolution du secteur public communal 1955-1979 », Cahiers du Crefaur, 3, 1984), et de Ph. Abecassis (« Investissement, emprunt et trésorerie dans les modèles de finances publiques locales », Annuaire des collectivités locales, Paris, CNRS-GRAL, Litec, 1994 [14e éd.]).
[9]
P. Perrineau, D. Reynié, Dictionnaire du vote, Paris, PUF, 2001.
P. Perrineau, D. Reynié, Dictionnaire du vote, Paris, PUF, 2001.
[10]
J.-L. Parodi « Dans la logique des élections intermédiaires », Revue politique et parlementaire, 903, avril 1983, p. 42-70 ; J.-L. Parodi, « Une élection intermédiaire précoce », Département des Études Politiques du Figaro, « Élections Municipales 1989 : résultats, analyses et commentaires », 1989, p. 6-7 ; J.-L. Parodi, « La double consultation de mars 1992. À la recherche d’un modèle », dans Ph. Habert, P. Perrineau, C. Ysmal, Le vote éclaté. Les élections régionales et cantonales des 22 et 29 mars 1992, Chroniques électorales, 1992, p. 269-285.
J.-L. Parodi « Dans la logique des élections intermédiaires », Revue politique et parlementaire, 903, avril 1983, p. 42-70 ; J.-L. Parodi, « Une élection intermédiaire précoce », Département des Études Politiques du Figaro, « Élections Municipales 1989 : résultats, analyses et commentaires », 1989, p. 6-7 ; J.-L. Parodi, « La double consultation de mars 1992. À la recherche d’un modèle », dans Ph. Habert, P. Perrineau, C. Ysmal, Le vote éclaté. Les élections régionales et cantonales des 22 et 29 mars 1992, Chroniques électorales, 1992, p. 269-285.
[11]
P. Martin, « Existe-t-il en France un cycle électoral municipal ? », Revue française de science politique, 46 (6), décembre 1996, p. 961-995.
P. Martin, « Existe-t-il en France un cycle électoral municipal ? », Revue française de science politique, 46 (6), décembre 1996, p. 961-995.
[12]
M. Lewis-Beck, M. Paldam, « Special Issue : Economics and Elections », Electoral Studies, 19 (2-3), juin-septembre 2000.
M. Lewis-Beck, M. Paldam, « Special Issue : Economics and Elections », Electoral Studies, 19 (2-3), juin-septembre 2000.
[13]
B. Jérôme, M. Lewis-Beck, « Is Local Politics Local ? French Evidence », European Journal of Political Research, 35, 1999, p. 81-197.
B. Jérôme, M. Lewis-Beck, « Is Local Politics Local ? French Evidence », European Journal of Political Research, 35, 1999, p. 81-197.
[14]
B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, « A Political Economic Forecast of the 1998 French Regional Elections : Why so much Political Instability in the French Regions ? », Electoral Studies, 19 (2-3) juin-septembre, p. 219-236.
B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, « A Political Economic Forecast of the 1998 French Regional Elections : Why so much Political Instability in the French Regions ? », Electoral Studies, 19 (2-3) juin-septembre, p. 219-236.
[15]
J.-D. Lafay, B. Jérôme, « Qualité de la gestion municipale et résultats électoraux des maires sortants : analyse empirique des élections de mars 1989 », Économie 1991, Université de Perpignan, 1991.
J.-D. Lafay, B. Jérôme, « Qualité de la gestion municipale et résultats électoraux des maires sortants : analyse empirique des élections de mars 1989 », Économie 1991, Université de Perpignan, 1991.
[16]
B. Jérôme, V. Speziari et B. Deffains, « Décentralisation et compétition fiscale : les limites à la dynamique concurrentielle des territoires », dans Entreprise, région et développement, mélanges en l’honneur de René Gendarme », Éditions Serpenoise, 1996, p. 155-172.
B. Jérôme, V. Speziari et B. Deffains, « Décentralisation et compétition fiscale : les limites à la dynamique concurrentielle des territoires », dans Entreprise, région et développement, mélanges en l’honneur de René Gendarme », Éditions Serpenoise, 1996, p. 155-172.
[17]
J.-D. Lafay, B. Jérôme, « Qualité de la gestion municipale et résultats électoraux des maires sortants… », art. cité.
J.-D. Lafay, B. Jérôme, « Qualité de la gestion municipale et résultats électoraux des maires sortants… », art. cité.
[18]
Cf. depuis, nos articles publiés avant l’élection dans B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, « Les 11 et 18 mars : un vote récompense ? », Les Échos, 23-24 février 2001, p. 44 ; B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, « Élections municipales : les causes multiples d’une stabilité annoncée », Le Figaro Économie « Cheminement du Futur », 23 février 2001.
Cf. depuis, nos articles publiés avant l’élection dans B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, « Les 11 et 18 mars : un vote récompense ? », Les Échos, 23-24 février 2001, p. 44 ; B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, « Élections municipales : les causes multiples d’une stabilité annoncée », Le Figaro Économie « Cheminement du Futur », 23 février 2001.
[19]
P. Nannestad, M. Paldam, « The VP-Function : A Survey of the Literature on Vote and Popularity Functions after 25 Years », Public Choice, 79 (3-4), 1994, 213-245.
P. Nannestad, M. Paldam, « The VP-Function : A Survey of the Literature on Vote and Popularity Functions after 25 Years », Public Choice, 79 (3-4), 1994, 213-245.
[20]
M. Peffley, « The Voter as a Juror : Attributing Responsibility for Economic Conditions », dans Eulau et Lewis-Beck eds, 1985.
M. Peffley, « The Voter as a Juror : Attributing Responsibility for Economic Conditions », dans Eulau et Lewis-Beck eds, 1985.
[21]
V. O. Key, The Responsible Electorate, New York, Vintage, 1966.
V. O. Key, The Responsible Electorate, New York, Vintage, 1966.
[22]
H. W. Chappell, W. R. Keech, « A New View on Political Accountability for Economic Performance », American Political Science Review, 79 (1), 1985, p. 10-27.
H. W. Chappell, W. R. Keech, « A New View on Political Accountability for Economic Performance », American Political Science Review, 79 (1), 1985, p. 10-27.
[23]
P. H. Aranson, « Rational Ignorance in Politics, Economics, and Law », Journal des économistes et des études humaines, 1 (1), 1990, p. 25-42.
P. H. Aranson, « Rational Ignorance in Politics, Economics, and Law », Journal des économistes et des études humaines, 1 (1), 1990, p. 25-42.
[24]
B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, M. Lewis-Beck, « Évolution économique et vote en France et en Allemagne », dans l’Opinion européenne 2001, Paris, Presses de Sciences Po, 2001.
B. Jérôme, V. Jérôme-Speziari, M. Lewis-Beck, « Évolution économique et vote en France et en Allemagne », dans l’Opinion européenne 2001, Paris, Presses de Sciences Po, 2001.
[25]
M. Lewis-Beck, Economics and Elections : The Major Western Democraties, Ann Arbor, The University of Michigan Press, 1988.
M. Lewis-Beck, Economics and Elections : The Major Western Democraties, Ann Arbor, The University of Michigan Press, 1988.
[26]
Source : Direction de la comptabilité publique, ministère de l’Économie et des finances.
Source : Direction de la comptabilité publique, ministère de l’Économie et des finances.
[27]
Par comparaison, la taxe professionnelle a un poids de 37,8 %, la taxe d’habitation représente 26,2 % de cet ensemble et le foncier non-bâti 2,8 % (source : DGCL).
Par comparaison, la taxe professionnelle a un poids de 37,8 %, la taxe d’habitation représente 26,2 % de cet ensemble et le foncier non-bâti 2,8 % (source : DGCL).
[28]
Cf. la parabole dite d’« Henri Georges » développée par Stiglitz (J. Stiglitz, Economics of the Public Sector, Norton, 1988 [2e éd.]) et Vickrey (W. Vickrey, « Public Economics », dans Arnott, Arrow, Atkinson et Drèze (eds), Cambridge University Press, 1994.
Cf. la parabole dite d’« Henri Georges » développée par Stiglitz (J. Stiglitz, Economics of the Public Sector, Norton, 1988 [2e éd.]) et Vickrey (W. Vickrey, « Public Economics », dans Arnott, Arrow, Atkinson et Drèze (eds), Cambridge University Press, 1994.
[29]
R. Prud’homme, « Le potentiel redistributif de la fiscalité locale », Pouvoirs locaux, Les cahiers de la décentralisation, 32, mars 1997, p. 99-103.
R. Prud’homme, « Le potentiel redistributif de la fiscalité locale », Pouvoirs locaux, Les cahiers de la décentralisation, 32, mars 1997, p. 99-103.
[30]
Données 1982-2000 en francs constants, source : DGCL.
Données 1982-2000 en francs constants, source : DGCL.
[31]
Source : direction générale des collectivités locales (DGCL), ministère de l’Intérieur.
Source : direction générale des collectivités locales (DGCL), ministère de l’Intérieur.
[32]
Taux de chômage par zone d’emploi (source INSEE).
Taux de chômage par zone d’emploi (source INSEE).
[33]
Op. cit. note 10.
Op. cit. note 10.
[34]
J.-L. Parodi, « Existe-t-il encore une logique des élections intermédiaires ? », intervention dans le cadre des journées d’étude du GAEL (Groupe d’Analyse Électorale), AFSP, « Les municipales de 2001 : premiers enseignements du scrutin », sous la responsabilité d’Annie Laurent et Pascal Perrineau, 2001.
J.-L. Parodi, « Existe-t-il encore une logique des élections intermédiaires ? », intervention dans le cadre des journées d’étude du GAEL (Groupe d’Analyse Électorale), AFSP, « Les municipales de 2001 : premiers enseignements du scrutin », sous la responsabilité d’Annie Laurent et Pascal Perrineau, 2001.
[35]
Sur notre panel de 236 villes de plus de 30 000 habitants (référence 1989), la gauche détenait 125 villes en 1995 (la droite 109 et l’extrême droite 2). En 2001, elle n’en détient plus que 111 contre 124 à la droite et 1 au MNR. Il y a donc inversion du rapport droite/gauche.
Sur notre panel de 236 villes de plus de 30 000 habitants (référence 1989), la gauche détenait 125 villes en 1995 (la droite 109 et l’extrême droite 2). En 2001, elle n’en détient plus que 111 contre 124 à la droite et 1 au MNR. Il y a donc inversion du rapport droite/gauche.
[36]
Cf. le débat entre Gérard Le Gall et Jérôme Jaffré dans J. Jaffré, « Les municipales et les cantonales de mars 2001, un retournement électoral bien réel », Pouvoirs, numéro spécial : « La République », 100, 2001, p. 163-172 ; J. Jaffré, « Le retournement électoral », Le Monde, 28 février 2001 ; G. Le Gall, « L’étrange consultation électorale de 2001 ou l’invention d’une défaite », Revue politique et parlementaire, 103 (1011), mars-avril 2001, p. 2-32.
Cf. le débat entre Gérard Le Gall et Jérôme Jaffré dans J. Jaffré, « Les municipales et les cantonales de mars 2001, un retournement électoral bien réel », Pouvoirs, numéro spécial : « La République », 100, 2001, p. 163-172 ; J. Jaffré, « Le retournement électoral », Le Monde, 28 février 2001 ; G. Le Gall, « L’étrange consultation électorale de 2001 ou l’invention d’une défaite », Revue politique et parlementaire, 103 (1011), mars-avril 2001, p. 2-32.
[37]
P. Martin, Les élections municipales depuis 1945, Paris La Documentation Française, 2001 (« Les études de La Documentation française »).
P. Martin, Les élections municipales depuis 1945, Paris La Documentation Française, 2001 (« Les études de La Documentation française »).
[38]
Au sens de A. Mabileau, « Les héritiers des notables. », Pouvoirs, 49, 1989, p. 93-103 ; A. Mabileau, Le système local en France, Paris, Montchrestien, 1994 (« Clefs. Politique ») [2e éd.].
Au sens de A. Mabileau, « Les héritiers des notables. », Pouvoirs, 49, 1989, p. 93-103 ; A. Mabileau, Le système local en France, Paris, Montchrestien, 1994 (« Clefs. Politique ») [2e éd.].
[39]
Cf. Le journal des élections, Le pouvoir, les maires, l’argent, 6, janvier-février, 1989, p. 7.
Cf. Le journal des élections, Le pouvoir, les maires, l’argent, 6, janvier-février, 1989, p. 7.
[40]
Cf. aussi sur ce point P. Martin, Les élections municipales depuis 1945…, op. cit., p. 191.
Cf. aussi sur ce point P. Martin, Les élections municipales depuis 1945…, op. cit., p. 191.
[41]
Cf. « France, après les municipales », Le journal des élections, 7, mars-avril 1989, p. 52.
Cf. « France, après les municipales », Le journal des élections, 7, mars-avril 1989, p. 52.
[42]
D’autres variables prennent en compte les situations particulières de certaines villes qui constituent autant de « points aberrants ». Il s’agit de : Liévin en 1989 (score « hors norme » de 75 %), Valenciennes en 1989 (victoire du dissident DVD Borloo au premier tour), Dreux en 1984 (élection rejouée après l’annulation de celle de 1983 remportée par la PS Richard) et Aurillac en 1995 (défaite du sortant PS Souchon contre le DVG Bec).
D’autres variables prennent en compte les situations particulières de certaines villes qui constituent autant de « points aberrants ». Il s’agit de : Liévin en 1989 (score « hors norme » de 75 %), Valenciennes en 1989 (victoire du dissident DVD Borloo au premier tour), Dreux en 1984 (élection rejouée après l’annulation de celle de 1983 remportée par la PS Richard) et Aurillac en 1995 (défaite du sortant PS Souchon contre le DVG Bec).
[43]
Exception faite des variables qualitatives et indicatrices (dummies).
Exception faite des variables qualitatives et indicatrices (dummies).
[45]
Globalement, le « pouvoir explicatif » de la relation testée est de 76 % et l’ensemble des paramètres estimés par le modèle est statistiquement significatif au seuil de 5 % ou de 1 %, (10 % dans un cas)
Globalement, le « pouvoir explicatif » de la relation testée est de 76 % et l’ensemble des paramètres estimés par le modèle est statistiquement significatif au seuil de 5 % ou de 1 %, (10 % dans un cas)
[46]
Avec t : ici, l’année des municipales.
Avec t : ici, l’année des municipales.
[47]
Ces variables explicatives et qualitatives sont codées 1 si l’événement est réalisé et 0 dans le cas contraire.
Ces variables explicatives et qualitatives sont codées 1 si l’événement est réalisé et 0 dans le cas contraire.
[48]
Variable PCDECLIN, exemple : Amiens, Bourges, Châlons-en-Champagne… en 1989, Garges-lès-Gonesse, Le Havre… en 1995.
Variable PCDECLIN, exemple : Amiens, Bourges, Châlons-en-Champagne… en 1989, Garges-lès-Gonesse, Le Havre… en 1995.
[49]
Variable DDECLIN, exemple : Blois, Dunkerque, Strasbourg… en 1989, Tours, Rouen, Viry-Châtillon… en 1995.
Variable DDECLIN, exemple : Blois, Dunkerque, Strasbourg… en 1989, Tours, Rouen, Viry-Châtillon… en 1995.
[50]
Variable PSDECLIN, exemple : Montélimar… en 1989, Arras, Laval, Soisson, Meaux… en 1995.
Variable PSDECLIN, exemple : Montélimar… en 1989, Arras, Laval, Soisson, Meaux… en 1995.
[51]
Les coefficients estimés par le modèle, retenus pour la prévision, figurent dans la partie en grisé de l’annexe B.
Les coefficients estimés par le modèle, retenus pour la prévision, figurent dans la partie en grisé de l’annexe B.
[52]
Dans les deux articles, nous avions retenu les choix stratégiques « officiellement » affichés par les différents partis politiques en vue du second tour. Dans certains cas, les consignes n’ont pas été appliquées.
Dans les deux articles, nous avions retenu les choix stratégiques « officiellement » affichés par les différents partis politiques en vue du second tour. Dans certains cas, les consignes n’ont pas été appliquées.
[53]
Cf. l’article « Un vote récompense ? », Les Échos, 23 février 2001, et « Les causes multiples d’une stabilité annoncée », Le Figaro Économie, 23 octobre 2001.
Cf. l’article « Un vote récompense ? », Les Échos, 23 février 2001, et « Les causes multiples d’une stabilité annoncée », Le Figaro Économie, 23 octobre 2001.
[54]
Au second tour : 48,4 % des voix pour la sortante PS Lienemann contre 30,7 % pour l’UDF Gering et 20,9 % pour le RPR German. Le modèle donnait au sortant un potentiel de voix de 49,1 %.
Au second tour : 48,4 % des voix pour la sortante PS Lienemann contre 30,7 % pour l’UDF Gering et 20,9 % pour le RPR German. Le modèle donnait au sortant un potentiel de voix de 49,1 %.
[55]
Au second tour : 44,9 % pour le sortant PS Balduyck, 39,8 % pour le RPR Vanneste et 15,3 % pour le FN Baeckeroot. Le modèle donnait au sortant un potentiel de voix de 47,9 %.
Au second tour : 44,9 % pour le sortant PS Balduyck, 39,8 % pour le RPR Vanneste et 15,3 % pour le FN Baeckeroot. Le modèle donnait au sortant un potentiel de voix de 47,9 %.
[56]
Ajaccio, Argenteuil, Auxerre, Clamart, Colombes, Dieppe, Dijon, Épinay-sur-Seine, Évreux, Mâcon, Montluçon, Salon-de-Provence, Saumur, Sète, Saint-Brieuc, Tarbes.
Ajaccio, Argenteuil, Auxerre, Clamart, Colombes, Dieppe, Dijon, Épinay-sur-Seine, Évreux, Mâcon, Montluçon, Salon-de-Provence, Saumur, Sète, Saint-Brieuc, Tarbes.
[57]
P. Nannestad, M. Paldam, « The VP-Function… », art. cité.
P. Nannestad, M. Paldam, « The VP-Function… », art. cité.
[58]
Les premiers résultats de ce modèle ont été présentés lors des journées d’étude du GAEL (Groupe d’analyse électorale), 21 juin 2001, AFSP, « Les municipales de 2001 : La recomposition politique de la société locale », sous la responsabilité d’Annie Laurent et Albert Mabileau
Les premiers résultats de ce modèle ont été présentés lors des journées d’étude du GAEL (Groupe d’analyse électorale), 21 juin 2001, AFSP, « Les municipales de 2001 : La recomposition politique de la société locale », sous la responsabilité d’Annie Laurent et Albert Mabileau
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