Introduction

1Le système politique français se définit comme un régime présidentiel tout en conservant les fondements du système parlementaire. Le président de la République (pr) nomme le Premier ministre (pm), lequel forme son gouvernement et décide de la politique économique du pays. Le pouvoir exécutif est donc à deux têtes. Traditionnellement, le pr et le pm sont du même parti politique. Le pm applique donc la politique économique sous l’impulsion du président.

2D’un point de vue historique, la popularité du pm est toujours plus affectée par le mécontentement des électeurs que celle du pr [1], dans les cas où l’exécutif bicéphale est du même bord politique. Or, l’actualité récente fait état de la baisse marquée de la popularité du pr, Nicolas Sarkozy, alors que son pm, également ump, François Fillon voit sa cote rester stable, voire même augmenter, comme l’indique le graphique 1. Nous observons ce phénomène lors du premier trimestre 2008, même si, par la suite, les courbes des membres de l’exécutif ont une évolution comparable. Cela constitue une surprise, compte tenu des observations passées.

Graphique 1

Évolution comparée de la popularité de N. Sarkozy, F. Fillon, O. Besancenot et du ps

Évolution comparée de la popularité de N. Sarkozy, F. Fillon, O. Besancenot et du ps

3La baisse de la popularité de l’exécutif est liée aux difficultés économiques et sociales. Dans un modèle naïf, l’opposition de pouvoir (ici le Parti socialiste, ps) devrait en profiter. Néanmoins, nous constatons que ce dernier est dans une situation délicate avec la montée en puissance des partis d’extrême gauche mais également les luttes internes. Le mouvement de gauche radicale, le npa [2], arrive à rassembler une frange de l’électorat de la gauche traditionnelle dans la thématique de la défense des travailleurs, mais également dans la contestation du système capitaliste. Ainsi, en décembre 2008, Olivier Besancenot a une opinion favorable de 10 points supérieurs à celle du ps [3] (voir graphique 1).

4La littérature autour de l’influence des données économiques sur la popularité des hommes politiques est large. Toutefois, l’intégration de facteurs politiques élargis et socioéconomiques subjectifs dans le cas français l’est moindre.

5Cet article examine les principaux déterminants de la popularité du pm, du pr, du parti au pouvoir et de l’opposition de pouvoir [4]. Nous testons l’hypothèse de responsabilité des chefs de l’exécutif en tenant compte de facteurs économiques classiques tels que le taux de chômage, mais en utilisant des facteurs socio-économiques à travers une variable subjective : la confiance des ménages. Puis, nous introduisons l’effet « lune de miel [5] » (Veiga et Veiga [2004]) qui se caractérise par le fait que les hommes politiques ont une popularité plus élevée les premiers mois de leurs mandats. Pour compléter l’analyse, nous intégrons l’usure du pouvoir, qui est l’inverse de l’effet lune de miel. Enfin, l’effet « ralliement autour du drapeau » est introduit pour tenir compte du supplément de popularité lié à des événements internationaux.

6Afin de considérer la spécificité du système politique français, nous tenons compte de la possibilité de périodes de cohabitation. Elles s’expliquent par le décalage dans le calendrier électoral et sont caractérisées par un pm et un pr de mouvements politiques opposés [6]. Le tableau 1 présente les différentes périodes de cohabitation depuis 1986. Dans ce cas, le pm est directement responsable des résultats économiques et sociaux.

Tableau 1

Résultats des élections présidentielles et cohabitations depuis 1986

Dates Président Parti Pm Parti Cohabitation Juin 1986-mai 1988 Mitterrand ps Chirac rpr Oui Juin 1988-mai 1991 Mitterrand ps Rocard ps Non Juin 1991-avril 1992 Mitterrand ps Cresson ps Non Mai 1992-mars 1993 Mitterrand ps Bérégovoy ps Non Avril 1993-mai 1995 Mitterrand ps Balladur rpr Oui Juin 1995-mai 1997 Chirac rpr Juppé rpr Non Juin 1997-mai 2002 Chirac rpr Jospin ps Oui Mai 2002-mai 2005 Chirac ump Raffarin ump Non Juin 2005-mai 2007 Chirac ump Villepin ump Non Juin 2007 Sarkozy ump Fillon ump Non

Résultats des élections présidentielles et cohabitations depuis 1986

7Ainsi, nous modélisons l’impact des conditions socioéconomiques en tenant compte de la cohabitation, de l’usure du pouvoir et de l’effet lune de miel, d’une part, sur l’exécutif afin de mesurer le degré de responsabilité de la politique économique et sociale et, d’autre part, sur les partis de pouvoir afin d’examiner le transfert de popularité vers l’opposition induit par les mauvais résultats économiques et sociaux (et inversement, en cas de résultats économiques favorables).

8Suite à notre introduction, la deuxième section fait une revue de la littérature sur les fonctions de popularité. La troisième section présente les données analysées. Ensuite, les résultats empiriques sont présentés en section 4. Enfin, la section 5 conclut l’article.

Revue de littérature

9De nombreux modèles politico-économiques ont été développés depuis les années 1970. La littérature s’est intéressée à l’influence des données économiques soit sur le vote [7], soit sur la popularité, pour laquelle les références pionnières sont celles de Goodhart et Bhansali [1970] et Mueller [1970].

10D’après eux, la popularité politique (le pm anglais est étudié par Goodhart et Bhansali et le président américain pour Mueller) est déterminée par des facteurs économiques et politiques. L’hypothèse de base pour les variables économiques est la responsabilité du gouvernement. Les conclusions indiquent que les agents sanctionnent (respectivement récompensent) celui qui conduit la politique économique en cas de mauvaises performances (respectivement bonnes performances) [8].

11Suite à ces travaux, l’étude de la fonction de popularité a fait l’objet d’une littérature importante. Ainsi, la responsabilité du gouvernement a été vérifiée dans toutes les études internationales. Par exemple, nous pouvons citer Borooah et Borooah [1990] pour le cas irlandais, Swank [1993] pour le cas américain, Neck et Karbuz [1997] pour le cas autrichien ainsi que Veiga et Veiga [2004] dans le cas du Portugal.

12Concernant le cas français [9], Lewis-Beck [1980] montre que le président Giscard d’Estaing est moins populaire que de Gaulle, car il souffre de la détérioration des conditions économiques, compte tenu de l’augmentation du chômage et de l’inflation. Ce résultat est confirmé pour le pm avec une perte de popularité. Ainsi, les Français jugent responsable à la fois le pr et le pm face aux résultats économiques. Cependant, ces résultats sont plus forts dans le cas du pm. Le pm est alors utilisé comme un « bouc émissaire » par le pr face à l’inefficacité de la politique économique. Lecaillon [1980] note que la popularité et le chômage sont liés négativement et suggère la substituabilité de ces variables dans le cadre de négociations salariales. Il montre que la relation entre la hausse des salaires nominaux et la popularité du pm est positive. Cette relation semble contre-intuitive dans la mesure où la cote de l’opposition « n’est pas automatiquement favorable à une accélération de la hausse des salaires ». Hibbs et Vasilatos [1981, 1983] étudient les fonctions de popularité des présidents Pompidou et Giscard d’Estaing et indiquent que le taux d’inflation n’est pas significatif. Néanmoins, ils soulignent l’impact négatif du taux de chômage. Les auteurs insistent sur le fait que ces résultats ne sont pas surprenants car le chômage a fortement augmenté sur la période considérée (1969-1978). Ils concluent leur analyse par la prédominance de l’économie réelle sur les conditions nominales en termes d’impact sur la popularité (comme le taux d’inflation). Capron [1987] confirme que le pm sert d’« écran protecteur » mais également que les variables économiques modifient la popularité du pr.

13Lafay [1989] introduit dans son analyse le poids de l’opposition. Lorsque la confiance des électeurs au gouvernement augmente, celle accordée à l’opposition baisse et réciproquement. Sur la période de mai 1981 à 1986 concernant la France, il montre que la perte de popularité du gouvernement de gauche s’était répercutée sur l’opposition de droite. Courbis [1995] ne trouve aucune significativité à la variable chômage sur la popularité du pr, alors que la relation est négative pour le pm, l’inflation apparaissant significative uniquement sur la période 1960-1983 car, par la suite, les gouvernements ont réussi à maîtriser l’inflation. Tout comme Lafay [1985], l’auteur note que le plan d’austérité de Barre a une influence sur sa popularité.

14Plus récemment, Berhnard [2002] étudie la popularité du pr et du pm sur la période 1981-1992, pour tester l’hypothèse selon laquelle les dévaluations ont une influence négative sur leur popularité de court terme. Il introduit en autres, comme variables explicatives, le produit de la dummy cohabitation avec chômage [10]. Son hypothèse est vérifiée et le terme d’interaction est significatif, suggérant que les responsabilités ne sont pas clairement établies. Lewis Beck et Nadeau [2004] confirment l’utilisation du produit dummy cohabitation et chômage. Ils concluent que la croissance du pib a un impact plus fort sur la popularité du pm en période de cohabitation, suggérant ainsi que cette « anomalie » modifie la perception des agents. Dubois [2005] introduit plusieurs variables économiques (chômage, inflation et croissance du pib) avec plusieurs variables de contrôle (état de grâce, popularité retardée, ralliement autour du drapeau, Coupe du monde et grèves de 1995). Il conclut, d’une part, sur la significativité des variables de contrôle et, d’autre part, sur le fait que le chômage est la seule variable économique significative. Auberger [2007] valide une nouvelle fois la relation inverse entre chômage et popularité de l’exécutif. En outre, durant la cohabitation, la popularité du pr est favorablement affectée par la baisse du chômage, de sorte qu’il est également jugé partiellement responsable de la politique économique. Il inclut des variables dichotomiques, prenant en compte des événements particuliers (comme par exemple la coupe du monde de football, grèves, affaire clearstream…) qui apparaissent significatives avec le signe prévu.

15Pour conclure, les modèles de popularité indiquent clairement une influence significative des variables économiques. Ainsi, l’hypothèse de responsabilité est vérifiée, surtout pour le pm [11]. Toutefois, il apparaît que les périodes de cohabitation brouillent la perception des agents. Enfin, nous notons qu’il n’existe pas d’études utilisant des variables subjectives.

Le modèle

16Notre modèle de popularité se veut une extension des modèles existants en intégrant aux variables politiques et économiques traditionnelles une variable socioéconomique subjective. Cet ensemble permet de mieux appréhender l’hypothèse de responsabilité de l’exécutif. Le modèle est de la forme :

17

18Les variables économiques choisies par les premiers modèles de la littérature étaient des données macroéconomiques telles que le chômage, les prix, les revenus. Par la suite, le choix s’est porté sur la croissance du pib dans le cas des fonctions de vote, alors que le taux de chômage et l’inflation ont été préférés dans le cadre des fonctions de popularité. Le choix des agents est, en partie, déterminé par les conditions économiques qui sanctionnent (en cas de mauvaises performances) ou récompensent (en cas de bonnes performances) les responsables de la conduite de la politique économique.

19Au niveau économique, nous retenons le taux de chômage mensuel issu des bases de données de l’Eurostat qui est une « variable sur laquelle tous les agents ont une opinion identique sur son évolution [12] ». Le choix d’une seule variable économique se justifie dans la mesure où plusieurs données économiques conduiraient à des problèmes de multicolinéarité (Dubois [2007]), mais également parce que l’effet de l’inflation dans le choix des agents est ambigu (Dubois [2005], p. 268).

20Le système politique français comporte une spécificité avec la possibilité de cohabitation. Toutefois, en cas de « gouvernement éclaté » (Norpoth [2001]), les responsabilités n’étant pas clairement définies, il est possible que les agents ne savent pas qui sanctionner ou récompenser [13]. En effet, Powell et Whitten [1993] suggèrent que, lorsqu’il existe des problèmes de « clarté de la responsabilité », les variables économiques n’ont pas d’effet significatif dans le vote. Pour tenir compte de cet effet, nous avons décidé d’introduire une variable d’interaction du type : dummy cohabitation × chômage. Si cette variable n’est pas significative, alors la perception des agents n’est pas brouillée, mais, dans le cas contraire, les agents ne sont pas capables de déterminer les responsabilités de l’exécutif. Nous retrouvons une telle modélisation dans Lewis-Beck et Nadeau [2000], Bernhard [2002] ou Dubois [2005].

21L’influence des facteurs politiques est prise en compte en incluant l’effet lune de miel sur les nouveaux élus, ainsi que l’effet rejet qui mesure l’érosion de la popularité. Nous modélisons l’effet lune de miel qui n’a pas été appliqué dans le cas français, à l’aide d’une variable discrète. Conformément à la littérature (Veiga et Veiga [2004]), elle prend la valeur 6 dans le premier mois pour chaque nouvelle nomination (pr et/ou pm), déclinant vers 1 le sixième mois et 0 après. L’hypothèse testée est que les hommes politiques bénéficient d’un haut niveau de popularité les premiers mois de leurs mandats. Il est possible que l’effet lune de miel du pm ait un impact sur la popularité du parti de gouvernement ; c’est pourquoi la dummy est également incluse pour le parti au pouvoir. Afin d’élargir l’analyse, nous introduisons l’effet de rejet, qui prend les valeurs de 1 le sixième mois avant le changement de président (ou de pm), et les valeurs de 6 le mois du changement, 0 autrement.

22Ensuite, nous introduisons une variable subjective : la « confiance des ménages ». Il s’agit d’un indicateur socioéconomique qui présente un intérêt dans notre analyse. Tout d’abord, Bélanger et Lewis-Beck [2004], Dubois [2005] et Agamaliyev, Boya et Malizard [2010] soulignent que l’utilisation de variables subjectives est pertinente dans les modèles politico-économiques. De plus, cette variable reflète une réalité non seulement économique mais également sociale puisque le niveau de vie ainsi que la consommation sont des indicateurs de l’échelle et du rang social. Enfin, la confiance des ménages retranscrit en termes quantitatifs un ensemble de préoccupations des agents, notamment le pouvoir d’achat. Or, de nombreuses études d’opinion [14] montrent l’importance prise par ces facteurs dans les préoccupations des Français.

23Cette variable est construite à partir de sondages réalisés par l’insee [15]. Elle est constituée de cinq indicateurs : situation financière personnelle (évolution passée et perspectives d’évolution), opportunité d’acheter et niveau de vie (évolution passée et perspectives d’évolution). Pour chaque indicateur, on calcule la différence entre le pourcentage de réponses positives et négatives, puis on fait la moyenne arithmétique des indicateurs. Comme le note l’insee dans sa note méthodologie, l’enquête fournit « des informations sur le comportement des consommateurs, ainsi que sur leurs anticipations en matière de consommation et d’épargne. Elle mesure les phénomènes conjoncturels tels qu’ils sont perçus par les ménages indépendamment de l’élaboration des indicateurs macro-économiques (prix, chômage, épargne…) ». Il s’agit donc bien d’une variable subjective, reflétant le ressenti des agents en termes socioéconomiques.

24Depuis le travail précurseur de Mueller [1970], plusieurs études signalent l’effet des conflits armés sur la popularité. En effet, si, dans un premier temps, nous pouvons observer un « ralliement autour du drapeau » avec un impact favorable pour la popularité du chef de l’État, un conflit armé qui dure dans le temps a des conséquences néfastes. Nous introduisons alors une variable muette qui prend la valeur de 1 pour les périodes de conflit (guerre du golfe, Kosovo, intervention en Côte-d’Ivoire).

25Enfin, nous prenons en compte la variable endogène retardée. Ce choix se justifie dans la mesure où la popularité reflète un fort degré d’inertie, de sorte qu’elle ne réagisse que faiblement aux événements extérieurs (Kernell [1978]). Cet effet d’inertie est d’autant plus vraisemblable que notre application empirique porte sur des données mensuelles [16]. La fonction de popularité générale est donc de la forme suivante :

26

27où pop est la variable de popularité, cho le taux de chômage, conf l’indicateur de confiance des ménages, cohab × cho la variable d’interaction permettant de mesurer l’effet de la cohabitation sur la variable économique et z_t un vecteur de variables explicatives (effet lune de miel, effet rejet et conflits). Les variables explicatives sont introduites avec un retard, compte tenu du comportement rétrospectif des agents.

28À travers ce modèle, nous souhaitons discuter deux hypothèses sur la dynamique de l’exécutif à deux têtes, d’une part, et sur la dynamique des partis de pouvoir et d’opposition, d’autre part :

29Hypothèse 1. Les résultats socioéconomiques affectent l’exécutif à deux têtes d’une manière non homogène. Nous cherchons donc à savoir, aux yeux des électeurs, qui est tenu pour responsable de la politique économique et sociale. Nous élargissons l’analyse de Lewis-Beck [1980], en tenant compte des périodes de cohabitation.

30Hypothèse 2. Le pm bénéficie de l’appui d’une majorité au Parlement. Cette majorité est soutenue par un parti dit au pouvoir et contestée par l’opposition. Dans une telle optique, les agents jugent également responsable le parti auquel appartient la majorité parlementaire, ce qui, en cas de mauvais résultats économiques et sociaux, lui seraient néfastes. Par conséquent, de tels résultats doivent avoir une influence positive sur les partis d’opposition à la condition qu’ils apparaissent crédibles.

31La période d’analyse de notre article commence en juin 1988 et se termine en décembre 2005. La périodicité est mensuelle, ce qui fournit 210 observations [17]. La période inclut deux phases de cohabitation. Pour les variables endogènes de popularité, nous utilisons les données fournies par les enquêtes d’opinion de l’institut tns-Sofres. Nous retenons le rapport entre les personnes satisfaites et celles non satisfaites du pm et du pr. Pour les données concernant le parti d’opposition et celui de pouvoir (vis-à-vis du pm en cas de cohabitation), nous construisons les séries d’une manière similaire en nous référant au principal parti de la majorité ou de l’opposition. Le tableau 2 présente les statistiques descriptives de nos variables.

Tableau 2

Statistiques descriptives

Pm Président Parti au pouvoir Parti d’opposition Confiance Chômage Moyenne 1,31*** 0,99*** 1,220* 0,86*** – 15,21*** 9,96*** Médiane 1,38*** 0,90*** 1,160* 0,81*** – 16****** 9,60*** Mode 1,43*** 1,16*** 1,470* 0,73*** – 8***** 9,60*** Écart type 0,67*** 0,41*** 0,460* 0,21*** 10,49*** 1,14*** Kurtosis 4,51*** 2,61*** 1,860* 3,35*** 2,45*** 1,62*** Skewness 0,69*** 0,66*** 0,220* 0,79*** 0,39*** 0,25*** Minimum 0,29*** 0,27*** 0,470* 0,44*** – 37****** 8,30*** Maximum 4,29*** 2,03*** 2,300* 1,57*** 12***** 11,90*** Dfa niveau ? 4,82*** ? 4,02*** ? 2,746* ? 4,06*** – 0,025** – 0,068** Dfa différence ? 6,68*** ? 7,91***

Statistiques descriptives

32Le calcul du test de Dickey Fuller Augmenté [18] montre que les séries de popularité sont stationnaires en niveau, alors que les variables économiques sont non stationnaires en niveau et stationnaires en différences. Le test de Phillips-Perron confirme les résultats obtenus avec le test de Dickey Fuller Augmenté.

33Pour terminer cette section, nous présentons le tableau des corrélations linéaires entre les différentes variables. L’examen du tableau 3 ne révèle pas de corrélations très élevées entre variables explicatives, de sorte que les problèmes de multicolinéarité sont probablement écartés.

Tableau 3

Corrélations linéaires

PM PR Parti au pouvoir Parti d’opposition Chômage Confiance cohab × cho Pm 1.0000 Pr 0.5006 1.0000 Parti de pouvoir 0.6966 0.7387 1 .0000 Parti d’opposition – 0.6432 – 0.3068 – 0.6193 1 .0000 Chômage 0.0113 – 0.3987 – 0.2009 0.0975 1 .0000 Confiance 0.4839 0.5401 0.7361 – 0.5089 – 0.3669 1 .0000 cohab × cho 0.4735 – 0.0549 0.4143 – 0.5856 0.3797 0.4648 1

Corrélations linéaires

Résultats et interprétation

34En premier lieu, nous appliquons la régression linéaire, pour les quatre modèles de popularité, mais les séries peuvent être mieux estimées en appliquant la méthode de Box et Jenkins. L’étude des fonctions d’autocorrélation et d’autocorrélation partielle indique que les variables expliquées suivent un processus autorégressif. Puisque la popularité est influencée par des facteurs communs et les résidus sont corrélés, la méthode la plus appropriée est d’utiliser un système, pour les quatre équations. Nous utilisons le modèle sur (Seemingly Unrelated Regressions) [19] et nous nous contenterons de présenter les résultats liés à cette technique (bien que les résultats soient sensiblement similaires avec les mco). Le test lm d’indépendance confirme également l’utilisation de cette méthode. La valeur du test est de 146.49 à comparer à un Chi-deux à six degrés de liberté qui vaut 12,56 à 95 %.

35Le système testé est de la forme suivante :

36

37où pop_PM représente la popularité du pm, pop_PR celle du pr, pop_gouvernement celle du parti au pouvoir (en fonction du parti du pm), pop_opposition celle du parti d’opposition (en périodes de cohabitation, le parti du pr est celui d’opposition), cho le taux de chômage mensuel, conf la confiance des ménages, Honeymoon l’effet lune de miel, Usure l’effet d’usure du pouvoir et conflit la variable indicatrice des périodes de conflit. Les variables cho et conf entrent dans le modèle en différences premières car elles sont non stationnaires. Les résultats du modèle sur sont présentés dans le tableau 4.

38Il convient de noter tout d’abord la normalité des résidus en utilisant le test de Jarque-Bera (jb) qui est à comparer à un Chi à deux degrés de liberté (égal à 5,99 à 5 %). Toutefois, quand nous avons estimé le modèle, il est apparu des problèmes de non-normalité, liés à certains points aberrants. Il a donc fallu corriger cela en introduisant plusieurs variables indicatrices, qui correspondent à des événements particuliers [20]. De plus, les effets lune de miel sont parfois insuffisants lors de l’arrivée au pouvoir d’un pm ou d’un pr. Nous avons alors introduit une variable d’effet lune de miel personnel à chaque changement de pm et de pr. Nous trouvons une telle correction dans Dubois [2005]. Les résultats du modèle sur sont présentés dans le tableau 4. Il s’agit du modèle pour lequel nous avons introduit les variables indicatrices. Nous avons décidé de ne pas les présenter, car elles sont toutes significatives avec le signe attendu.

Tableau 4

Résultats du modèle sur

PM PR Parti d’opposition Parti au pouvoir Constante 0.3574 0.2173 0.1469 0.2086 (6.90)*** (5.71)*** (4.83)*** (5.39)*** Popularité t ? 1 0.6413 0.7652 0.8287 0.8187 (18.16)*** (23.33)*** (23.54)*** (29.50)*** Chômage – 0.6881 – 0.4072 0.1202 – 0.4603 (2.31)*** (2.20)*** (1.24)*** (2.67)*** Cohabitation # chômage 0.0126 – 0.0019 (2.84)*** (0.68)*** Confiance 0.0293 0.0064 – 0.0031 0.0096 (3.68)*** (1.69)*** (1.19)*** (2.21)*** Effet Lune de miel 0.1146 0.0645 0.0161 (8.12)*** (3.94)*** (1.98)*** Effet Rejet – 0.0210 – 0.0211 – 0.0039 (2.37)*** (1.15)**** (0.76)*** Conflit 0.0764 0.1559 (0.92)*** (2.87)*** R2 ajusté 0.8900 0.8600 0.740 0.8600 Jb 4.8700 3.2200 2.7600 3.5900 Matrice de corrélations des résidus Pm 1.00 Président 0.48 1.00 Opposition 0.53 0.32 1.00 Parti au pouvoir – 0.17 0.14 – 0.22 1

Résultats du modèle sur

39Les constantes et les paramètres autorégressifs sont tous significatifs et positifs au seuil de 1 %. Nous notons que la valeur de la variable endogène retardée est la plus faible dans le cas du pm. Ceci est une première indication de sa plus grande sensibilité aux conditions économiques et sociales vis-à-vis du pr. Les effets d’inertie s’observent tout particulièrement dans le cas des partis, suggérant que leur popularité dépend peu des autres variables explicatives.

40L’hypothèse de responsabilité est confirmée en prenant en compte les conditions économiques et sociales via l’introduction de la variable confiance. En effet, les résultats montrent que la baisse du chômage a un impact positif et significatif sur la popularité du pm et sur celle du pr. Il y a bien une relation inverse entre popularité et conditions économiques, contrairement à Courbis [1995]. L’introduction d’une dimension sociale est significative puisque la hausse de la confiance des ménages profite aux popularités de l’exécutif et du parti au pouvoir ; cette relation positive est conforme à notre intuition.

41Il est intéressant de noter que les coefficients de chômage et de confiance sont plus forts pour le pm que pour le pr, respectivement – 0.6881 et – 0.4072 pour le chômage et 0.0293 et 0.0064 pour la confiance. Ces résultats témoignent de la plus grande sensibilité de la popularité du pm relativement à celle du pr sur les conditions économiques et sociales. Ainsi, ce dernier est partiellement protégé en cas de piètres performances économiques et sociales, comme le note Auberger [2007]. Sa popularité sera moins perturbée que celle du pm qui joue le rôle de « fusible » pour le pr.

42Le coefficient, associé à la variable d’interaction cohabitation × chômage, est significatif au seuil de 1 % dans la popularité du pm. Le coefficient est positif, ce qui indique qu’en période de cohabitation un supplément de popularité est accordé au pm, lié à un problème de perception sur ses responsabilités. Ceci n’est toutefois pas surprenant. En effet, notre analyse comporte deux périodes de cohabitation (Balladur et Jospin) où les pm ont bénéficié d’une cote de popularité élevée et sur une longue période qui correspond à un rejet important des politiques précédentes à leur entrée en fonction (il faut rappeler les grèves de 1995 suivant les réformes de Juppé). Il faut noter que cette variable n’est pas significative dans le cas du pr. Cela indique que le problème de clarté des responsabilités ne s’observe pas dans le cas de ce dernier.

43Nos résultats confirment la présence de l’effet lune de miel sur le pm et le pr. Par conséquent, durant les premiers mois de nomination aux deux postes de l’exécutif, ils bénéficient d’un haut niveau de popularité. Cet effet est plus fort sur le pm que sur le pr avec des coefficients respectifs de 0.1146 et 0.0645, significatifs à 1 %.

44Néanmoins, l’érosion du pouvoir introduit par l’effet rejet est seulement significative pour le pm au seuil de 5 %. L’effet sur le pr reste négatif mais non significatif. Il est inexistant sur le parti du gouvernement. Ce résultat indique donc que l’usure du pouvoir est plus rapide pour les pm, ce qui confirme les travaux de Lewis-Beck [1980] et Capron [1987] sur le fait que ces derniers sont des boucs émissaires et que leur popularité est soumise à de plus amples fluctuations. Ce résultat pourrait donner un élément de réponse sur le fait qu’aucun pm sortant qui s’est présenté à une élection présidentielle n’a été élu (Chirac en 1988, Balladur en 1995 et Jospin en 2002).

45Enfin, la variable conflit n’est significative que pour le pr, qui bénéficie alors d’une cote de popularité plus élevé, ce qui s’explique par le fait que les périodes de conflit soient courtes. Ceci est cohérent avec l’idée traditionnellement admise que le pr s’occupe des affaires extérieures, alors que le pm se consacre à la politique intérieure. Nous pouvons alors valider l’effet de ralliement autour du drapeau.

46L’ensemble des résultats confirme ceux de la littérature, que ce soit sur la popularité (Lewis-Beck [1980]) ou sur les effets lune de miel et usure de pouvoir (voir, en autres, Veiga et Veiga [2004]). En effet, nous concluons sur le fait que l’hypothèse de responsabilité est vérifiée pour l’exécutif, mais que le pm est plus affecté que le pr et les variables indicatrices introduites dans notre modèle sont significatives avec le signe prédit.

47Concernant la dynamique des partis, nous observons l’impact positif de l’effet lune de miel sur la popularité du parti de gouvernement, mais seulement significatif à 5 %, il y a donc une influence de l’arrivée du pm sur son propre parti. L’effet d’usure du pouvoir n’est pas significatif, ce qui suggère que les agents ne sanctionnent pas le parti du pm, lorsque ce dernier se retire du pouvoir. Ils sont donc capables de distinguer entre la personnalité de l’homme politique de l’ensemble du parti. En revanche, nous notons deux résultats similaires à l’exécutif. Premièrement, il existe une relation inverse entre la popularité du parti et le taux de chômage (significative à 1 %), avec un coefficient de – 0,46, plus élevé que celui du pr. Deuxièmement, nous notons une relation positive la confiance des ménages et la popularité (significative à 5 %), encore une fois avec un coefficient plus fort que celui du pr.

48Concernant le parti d’opposition, les signes des résultats sont conformes à l’intuition. Le signe pour la variable chômage est positif et celui de la confiance est négatif. Cependant, ces résultats ne sont pas significatifs. La non-significativité des paramètres suggère que les partis d’opposition ne bénéficient pas des dégradations socioéconomiques. Nous concluons alors sur le fait que ces partis n’apparaissent pas crédibles dans leurs orientations et cela à double titre. Tout d’abord, aucun des gouvernements (de droite ou de gauche) n’a pu lutter efficacement (du point de vue des agents) contre les difficultés rencontrées, ce qui est une des raisons de l’alternance politique dont la France a été sujette à de nombreuses reprises. Il faut donc chercher plus loin que l’économie et le social pour déterminer les causes de l’alternance politique, les partis d’opposition n’apparaissant pas crédibles. Mais on peut également considérer que le poids croissant des partis extrêmes a perturbé les agents dans leur choix de préférence, ces partis ayant bénéficié, dans une large mesure, du glissement des agents. Notre analyse va à l’encontre de Lafay [1989] qui montre que la popularité de la droite est favorablement affectée par la diminution de celle de la gauche.

Conclusion

49Du point de vue de l’hypothèse de responsabilité, sur la période analysée, nos résultats sont conformes à la littérature pour l’exécutif et le parti de pouvoir. De plus, nous pouvons donc classer le poids de la responsabilité dans l’ordre suivant : le pm, puis le parti de gouvernement et enfin le pr.

50Les variables socioéconomiques, telles que le chômage et la confiance, sont significatives dans les popularités de pm, pr et parti au pouvoir, ce qui suggère que leur prise en compte est importante dans l’analyse. En revanche, pour le parti d’opposition, les résultats ne sont pas significatifs, même si ces derniers sont fidèles à l’intuition. Cela montre la non-crédibilité du parti d’opposition auprès des électeurs en ce qui concerne leurs orientations économiques. Mais, surtout, cela peut suggérer l’existence d’autres pistes dans la recherche des causes de l’alternance politique en France au-delà des facteurs socioéconomiques.

51Les variables politiques apparaissent également intéressantes. Les effets lune de miel et, dans une moindre mesure, l’effet de rejet sont significatifs dans le cas français ; l’effet lune de miel est conséquent pour le pm, encore plus que pour le pr. L’érosion du pouvoir significative seulement pour le pm marque ainsi l’affaiblissement de sa popularité dans les périodes électorales.

52La popularité des pm est favorablement affectée par les périodes de cohabitation. Pendant les périodes analysées, les pm ont bénéficié d’une cote de popularité élevée sur une longue période qui, en partie, peut être expliquée par les situations de crise profonde juste avant leur arrivée (il faut voir s’il y a eu des contestations et des dégradations économiques coïncidant avec les vagues de nationalisations et l’arrivée après au pouvoir de Chirac et ensuite la loi de privatisation en 1986 ; grèves de 1995 après les réformes de Juppé). En revanche, la cohabitation n’affecte pas la popularité du pr (au contraire des périodes de conflit).

53Ainsi, les pistes de recherche future doivent mettre l’accent sur les partis contestataires dans une analyse élargie du système politique français (ceux qui ne sont jamais au pouvoir) pour expliquer la non-crédibilité de l’opposition.