Résumé : Cet article se présente comme une extension du champ de l’économie du vote et de ses méthodes au domaine encore inexploré des élections professionnelles.





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Un autre facteur structurel pouvant expliquer le vote FNSEA est la diffusion de la propriété. Les chefs d’exploitations en faire-valoir direct (c'est-à-dire exploitant leur propre terre) seront plus conservateurs que les chefs d’exploitations preneurs (c'est-à-dire exploitant une terre dont ils ne sont pas propriétaires). On peut alors estimer que dans les départements où les terres sont exploitées par leurs propriétaires, le vote se portera plutôt vers le syndicat majoritaire. Comme approximation de la propriété, nous avons retenu, dans chaque département, la part des charges locatives (CHLOC) dans le revenu mixte agricole les années précédant l'année des élections. Plus cette part est élevée, plus la location occupe une place importante. En effet, les charges locatives correspondent aux paiements versés aux propriétaires des terrains en contrepartie de la mise à disposition de ces terrains. Le signe du coefficient associé à CHLOC devra donc être négatif.

En dehors de ces facteurs, des "effets fixes territoriaux"18 seront introduits pour prendre en compte certaines rigidités territoriales pouvant entraîner une inertie dans le vote que les variables définies précédemment ne permettent pas d'expliquer19. Ces rigidités ont souvent pour origine des facteurs socio-démographiques, facteurs parfois difficiles à appréhender quantitativement (absence de données régulièrement disponibles…).
3.2.2 Les facteurs de court terme : l'action des Chambres d'Agriculture, le contexte syndical et la conjoncture agricole
Au regard de l’ensemble de leurs objectifs mentionnés précédemment, les performances de l’action des Chambres d'Agriculture peuvent être jugées à l’aune de leur résultat en matière de revenus agricoles, de productivité des exploitations et de développement agricole. Trois indicateurs de performance au niveau départemental peuvent alors être proposés : l’évolution des revenus, l’évolution de la productivité des exploitations et l’évolution du nombre d’exploitations.
3.2.2.1 Un vote égotropique : l’évolution des revenus agricoles
Selon le modèle du vote égotropique que nous avons présenté plus haut, les agriculteurs votent pour maximiser leur revenu via le vote aux Chambres d'Agriculture. En effet, celles-ci ayant un rôle dans l’élaboration des politiques agricoles et leur exécution, elles sont tenues pour responsables de l’évolution des revenus agricoles. Sous cette hypothèse, l’électeur sanctionne ou récompense le syndicat sortant ou majoritaire en fonction de l'évolution de son revenu.

Cette manière de voter suppose que l’électeur associe strictement l'évolution du revenu et l’action des syndicats aux Chambres d’Agriculture. Il est possible, en effet, d’émettre l’hypothèse que l’électeur ne croit pas le syndicat responsable des décisions de politique agricole et qu’il impute tous les effets de la politique agricole au gouvernement et au Ministre de l’agriculture. Dans ce cas, l’électeur sanctionnera le gouvernement sortant mais épargnera le syndicat sortant.

Par ailleurs, ce lien de responsabilité peut être distendu aujourd’hui par l’idée, souvent véhiculée par les élus nationaux et les syndicats agricoles, que les autorités politiques et syndicales nationales n’ont plus de pouvoir dans un pays appartenant à l’Union européenne. Il est possible, alors, que dans certains cas l’électeur n’impute pas la baisse ou la hausse des revenus à l’action des syndicats sortants.

A notre connaissance, une seule étude s'est penchée sur le rôle du revenu dans la détermination du vote et elle accrédite l’existence d’un vote de portefeuille. Duboscq et al. (1987) ont constaté que les départements dont les revenus moyens par exploitation étaient les plus élevés figuraient aussi parmi ceux dont les agriculteurs votaient le plus volontiers pour le syndicat majoritaire de l’époque (l’UFP). Un bloc de 12 départements, du Loiret au Nord et à la Meuse constitue le noyau de la France de l’UFP et de la France des hauts revenus agricoles, c’est-à-dire des céréaliers avec des surgeons qui se découvrent dans le Gers et les Landes (Duboscq et al., 1987, 14). L’article concluait ce point en affirmant que l’UFP était garante de la préservation d’un système capable de distribuer 80% des aides à 20% des agriculteurs.

Afin de vérifier la théorie du vote égotropique, nous avons introduit la variable REV définie comme le taux de variation annuel du revenu agricole global par département l'année précédant les élections. Par exemple, pour les élections de 1995, il s'agira de la croissance du revenu entre 1993 et 1994. Cette variable est multipliée par une variable indicatrice notée SORT (pour "sortant") qui vaut +1 dans les départements où la FNSEA a la majorité des sièges à la Chambre d'Agriculture et -1 dans les autres départements. La FNSEA n'est en effet tenue responsable de l'évolution du revenu que dans les départements dont elle contrôle la Chambre d'Agriculture. Le produit de REV et de SORT sera noté REV*. Un signe positif est attendu pour cette variable : conformément à la théorie du vote économique, le sortant est récompensé en cas de bilan positif (ici mesuré par la croissance du revenu), pénalisé sinon.
3.2.2.2 Un vote sociotropique : l’évolution de la productivité et du nombre d’exploitations
Les électeurs peuvent avoir d’autres préoccupations que leur seul revenu et voter aussi sur les performances de la politique agricole.

Généralement une politique économique est performante si elle conduit au plein emploi, à l’absence d’inflation, à la croissance, aux excédents commerciaux, etc. Les performances des politiques économiques sont ainsi évaluées grâce à des indicateurs macroéconomiques produits et utilisés par les administrations publiques. Il est possible, sur cette base, de faire un raisonnement analogue et de supposer que les électeurs évaluent les performances de la politique à l’aune des objectifs que se proposent d’atteindre les décideurs politiques et administratifs. Les objectifs de la politique agricole commune sont 1) la compétitivité de l’Union en matière agricole, 2) la sûreté et la qualité des denrées alimentaires, 3) la stabilité et la parité des revenus agricoles avec les autres professions, 4) le respect de l’environnement et de l’entretien des paysages ruraux et 5) le bien-être animal. L’hypothèse, alors, est que les électeurs votent pour le syndicat sortant lorsque la politique agricole est performante, autrement dit qu’elle permet 1) de dégager des excédents commerciaux et de réduire la dépendance alimentaire de l’Union Européenne (baisse des importations agricoles), 2) de mettre sur le marché des produits de bonne qualité, 3) de stabiliser les revenus et de réaliser la parité, 4) d’améliorer la qualité de l’environnement et 5) de protéger les animaux contre les mauvais traitements. Si les performances de la PAC ainsi mesurées s’améliorent, il est probable que le syndicat sortant soit récompensé.

Ce type d’explications se place, cependant, à un niveau national. Dans le cadre d’une élection départementale l’enjeu est essentiellement local. Il s’agit prioritairement de juger les performances de la politique agricole dans le département. Deux indicateurs peuvent alors être envisagés pour saisir cette dimension spatiale.

Le premier est la variation de la part des exploitations nouvelles dans le nombre total d'exploitations (variable notée INST). Cette variation est calculée sur l'ensemble du mandat électif soit de 1990 à 1994 pour 1995 et de 1996 à 2000 pour 200120. Le nombre d'installations est en effet un signe de vitalité agricole dans un département.

Le second est une mesure de la productivité. Nous avons retenu le taux de variation annuel de la production totale (en valeur) par hectare de SAU l'année précédant l'année des élections (variable notée PROD).

Ces deux variables, qui traduisent le bilan de la Chambre d'Agriculture, ont été chacune multipliée par la variable SORT définie précédemment. Les variables ainsi obtenues sont notées INST* et PROD*. Le signe attendu de ces indicateurs de performances est positif.

Notons cependant que la productivité peut avoir un statut ambigu dans l'esprit de l'agriculteur. En effet, si elle est le signe d'une agriculture performante, elle implique également des investissements importants qui peuvent entraîner l'agriculteur dans une fuite en avant conduisant irrémédiablement à l'endettement et au surendettement, voire à la disparition définitive de l'exploitation agricole. La productivité peut donc cristalliser une forme de contestation. Cette contestation prend aussi la forme d’une agriculture alternative. A l’agriculture productiviste et intensive de la cogestion s’oppose l’agriculture biologique et extensive. La FNSEA a d'ailleurs renouvelé son discours en ce sens. Elle ne souhaite pas se laisser enfermer dans le discours productiviste et propose de se tourner vers "l’agriculture raisonnée" et le développement des productions alimentaires (Lemétayer, 2003). L’action du gouvernement de Dominique de Villepin en 2005 en faveur des biocarburants correspond parfaitement à cette nouvelle manière de penser les débouchés agricoles21. Il ne s’agit plus seulement de produire des biens alimentaires de qualité, mais aussi de fournir des matières premières (énergie, plastique végétal, etc.).
3.2.2.3 Le contexte syndical
Comme il a été dit plus haut, l'offre électorale lors des élections aux Chambres d'Agriculture a profondément changé au cours du temps et notamment sur la période couverte par notre étude. Le nombre de listes présentées est passé de 252 en 1989 à 282 en 2001. En particulier, les élections de 1995 ont été marquées par l'apparition de la Coordination Rurale qui présente une liste dans 50 départements. La présence d'un nouveau syndicat réduit mécaniquement le nombre de voix en faveur de la FNSEA. Afin d'en tenir compte, la variable LIST1 a été introduite. Celle-ci est définie comme la différence entre le nombre de listes en compétition lors d'une élection et le nombre de listes en compétition lors des élections précédentes. Bien évidemment, le signe attendu de LIST1 est négatif : la présence de listes concurrentes nouvelles est supposée pénaliser la FNSEA. On peut penser que cet effet est même renforcé lorsque la concurrence syndicale brise l'hégémonie de la FNSEA dans ses anciens bastions. Nous avons donc construit une variable LIST2. Celle-ci vaut 1 lorsque la FNSEA est seule en lice alors qu'elle était concurrencée lors des élections précédentes, -1 lorsque la FNSEA est concurrencée alors qu'elle était seule en lice lors des élections précédentes et 0 dans les autres cas. Le signe de LIST2 devra être positif.

De même, le contexte politique des élections syndicales est également pris en compte au travers du niveau d'abstention lors de l’élection (variable notée ABS). Cette variable retrace la capacité des syndicats à mobiliser l’électorat lors du scrutin. Compte tenu du fait que la FNSEA est le syndicat sortant majoritaire, les stratégies de mobilisation de l'électorat sont plus intéressantes pour les syndicats concurrents car ils peuvent mobiliser sur l'idée d'un vote sanction contre le syndicat sortant. En conséquence, la mobilisation qui se traduit par une abstention plus faible doit agir au détriment de la FNSEA et à l’avantage des autres syndicats. Un signe positif du coefficient associé à la variable est donc attendu22.
3.2.2.4 La conjoncture agricole
Le monde agricole a connu plusieurs crises sanitaires ces dernières années. La plus sévère d'entre elles est sans nul doute celle de la "vache folle". L'éradication de cette maladie a nécessité des abattages massifs que la FNSEA a soutenus, ce qui a été plutôt mal perçu parmi les agriculteurs. Pour tenir compte de cet événement et d'une éventuelle sanction électorale en 2001 qu'il aurait entraînée, nous avons introduit une variable indicatrice valant 1 en 2001 et 0 en 1995 pour tous les départements. Pour cette variable, notée VACH, un signe négatif est attendu.

L'utilisation d'une telle variable soulève cependant deux problèmes. Le premier est qu'on ne sait pas réellement ce qu'elle capte. Elle est introduite pour marquer un événement particulier mais l'effet obtenu sur le vote est-il le résultat de cet événement précis ou d'un autre ? Le second problème est que notre échantillon étant composé de deux élections seulement23 toute variable qui, en moyenne, aura diminué ou augmenté entre 1995 et 2001, sera liée à notre variable VACH. Cela peut nuire à la robustesse des résultats économétriques et nous devrons y être vigilants.
4 Résultats de l’estimation
Notre étude couvre les élections de 1995 et de 2001 car les variables que nous avons retenues ne sont en effet pas disponibles annuellement par département avant 1990 et nous interdisent donc l'extension de la période d'étude en deçà de 1995 (les élections précédentes ont eu lieu en 1989). De même, les élections de 2007 n'ont pu être incluses car les données concernant certaines variables explicatives ne sont plus disponibles au niveau départemental (variable de revenu notamment).

Elle concerne par ailleurs 88 des 90 départements comptant une Chambre d'Agriculture. Les données de l'Essonne, des Hauts-de-Seine, de la Seine-Saint-Denis, du Val-d'Oise et du Val-de-Marne ont été agrégées avec celles des Yvelines. La Haute-Corse et la Corse-du-Sud ont été supprimés de l'échantillon de départ en raison d'une lacune dans les données des installations24. Toujours concernant les installations, les données étaient manquantes pour certaines années dans certains départements (Alpes-Maritimes et Territoire-de-Belfort notamment). Nous avons donc procédé à une interpolation en appliquant aux données départementales disponibles le taux de variation national. Par exemple, pour les Alpes-Maritimes, le nombre d'installations est de 6 en 1992 et la donnée est manquante en 1993. Or le nombre d'installations au niveau national est passé de 9078 en 1992 à 7786 en 1993, soit une baisse de 14,2 %. Appliquée au chiffre des Alpes-Maritimes en 1992, on obtient, pour 1993, 5,1 installations soit 5 une fois arrondi.

Notre échantillon contient à la fois une dimension territoriale (88 départements) et une dimension temporelle (2 élections). Il constitue donc un panel (176 observations). Une fois les ajustements de données ci-dessus opérés, toutes les variables sont renseignées pour chacun des 88 départements lors des 2 élections. L'équation à estimer est la suivante prend la forme suivante :

Les signes attendus sont les suivants :
et
représente les effets fixes et le terme d’erreur. La méthode d'estimation utilisée est celle des Moindres Carrés Mélangés ("Pooled Least Squares")25. La correction de White est appliquée pour corriger l'hétéroscédasticité. Les résultats sont présentés dans le tableau 226.


Les t de Student sont reportés entre parenthèses. * : significatif

à 10 % ; ** : significatif à 5 % ; *** : significatif à 1 %.
Le modèle explique 80 % de la variance du vote FNSEA, ce qui est relativement bon pour une fonction de vote. A la lecture des résultats, on constate qu’aucun déterminant structurel n’est significatif au seuil de 10 % excepté BETT qui atteste d'un vote betteravier. Les terres de cultures de la betterave sont favorables à la FNSEA. L'effet est assez fort : 7 points de vote en plus par point de pourcentage de la part des cultures réservée à la betterave dans la SAU départementale supplémentaire. Toutefois, cet effet est statistiquement faiblement significatif. Par ailleurs, l’hypothèse d’un "vote céréalier" est clairement rejetée, tout comme celle d'un vote lié à l'élevage. Enfin, la variable des charges locatives, qui servent d’approximation à la fragmentation de la propriété, n'est pas significative au seuil de 5 %.

Toutes les variables explicatives conjoncturelles sont quant à elles significatives au seuil de 5 % ou moins et ont toutes le signe attendu à l'exception de PROD*. Le signe négatif du coefficient associé à cette variable semble accréditer l'hypothèse d'une sanction de la FNSEA dans les départements où la productivité est élevée, sans doute en liaison avec les investissements nécessaires à ces gains de productivité. Les résultats d’une enquête de la CNASEA sur quatre départements en 2006 le confirment. L'investissement est considéré par les agriculteurs interrogés comme le deuxième problème économique qui se pose à eux derrière le revenu (Facchini et Magni-Berton, 2007). En ce sens, le virage de la FNSEA vers "l’agriculture raisonnée" depuis les années 2002-2005 trouve un écho dans le caractère contre-productif en termes de vote d’une politique productiviste. Les autres coefficients s'interprètent de la sorte : la présence d'une liste supplémentaire coûte environ 1.5 point à la FNSEA. Si elle était seule en course lors de l'élection précédente, le "coût de la concurrence" est d’environ 15 points. Lorsque la variation de la part des installations dans le nombre d'exploitations augmente annuellement d'un point de pourcentage, le vote FNSEA augmente quant à lui de 4 points. De même, lorsque le taux de variation du revenu augmente de 30 points27, le gain pour la FNSEA est de 1 point de vote28. Enfin, concernant l’abstention, nous obtenons le signe attendu : un regain de mobilisation (d’abstention) a une incidence négative (positive) sur le vote en faveur de la FNSEA. Un point de pourcentage d’abstention supplémentaire se traduisant par une augmentation de 0,3 point de pourcentage des suffrages de la FNSEA.

L’ensemble de ces résultats montre une grande influence des déterminants conjoncturels sur le vote FNSEA et, parmi eux, d'un vote d’origine économique ayant une dimension à la fois égotropique et sociotropique.
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