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Mesure de l'Histoire

Les déterminants de la réélection des députés français de 1871 à 2002

Explaining the Re-election of French Deputies, 1871-2002
Vincent Loonis
p. 221-254

Résumés

L’objet de cet article est d’étudier les facteurs de la longévité des parlementaires français sur une longue période. La longévité est appréhendée au travers de la succession des réélections. Sur un corpus constitué des carrières des députés ayant siégé au moins une fois depuis 1871, on propose une méthode économétrique permettant de démêler l’écheveau des déterminants dans un contexte longitudinal. La réélection est avant tout, et de plus en plus, une question d’adéquation entre l’étiquette politique du député sortant et la majorité que les électeurs désignent dans le cadre des dispositions prévues par la loi électorale. Cependant, à étiquette politique donnée, certains facteurs individuels viennent moduler la propension d’un député à être réélu. Ainsi, l’expérience politique passée du député sortant, qu’elle soit nationale ou locale, est un facteur significatif de la réélection, et ce pour tous les régimes, malgré des nuances et des évolutions. Pour un régime donné, l’influence de la profession d’origine, de la géographie ou du diplôme est également perceptible.

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Géographie :

France

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Période contemporaine
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Texte intégral

  • 1 Marrel, G. & Payre, R., 2005.

1Alors que la récente révision du statut de la présidence de la République a inscrit les questions de la durée des mandats électifs et de la rééligibilité dans l’actualité du débat politique français1, elles restent l’objet de bien moins d’investigations dans le champ académique en ce qui concerne les mandats locaux et de parlementaires. Envisager les déterminants de la réélection des députés depuis 1871 permet pourtant de lier des interrogations issues de la sociologie des élites, de la science politique, de l’histoire et de la statistique.

  • 2 Coenen-Huther, J., 2004, p. 10.
  • 3 Sawicki, F., 1999.
  • 4 L.-A. Prévost-Paradol, en 1868, affirme déjà que pour être député, il faut soit être au gouverneme (...)
  • 5 Avec des études de la stabilité du personnel parlementaire sous la iiie République (Dogan, M., 195 (...)
  • 6 Avant qu’en 1973, par exemple, Roland Cayrol, Jean-Luc Parodi et Colette Ysmal ne présentent les r (...)
  • 7 Sawicki, F., 1999, p. 136.
  • 8 Marrel, G., 2002.

2Au-delà du problème classique de qualification de son objet d’étude — « élites » ou « élite » ? —, la sociologie des élites cherche à savoir en particulier comment celles-ci se constituent et quelles forces conduisent à leur reproduction ou à leur renouvellement. Dans la terminologie parétienne, il s’agit de déterminer « les caractères, bons ou mauvais d’ailleurs, dont l’ensemble est favorable à la réussite de l’individu qui poursuit la richesse, ou qui l’ayant acquise la conserve »2. De ce point de vue, la réélection apparaît comme la capacité à se maintenir dans l’élite politique — qu’on assimilera ici à l’Assemblée nationale — quand on est parvenu à y accéder. La question de l’accès à l’élite politique, liée à celle de la représentativité sociologique des gouvernants, est un thème central dans la science politique française depuis la fin de la Deuxième Guerre mondiale. Selon F. Sawicki, malgré la relative variété des positions d’auteurs comme Mattei Dogan, Pierre Birnbaum ou Daniel Gaxie, la plupart des études françaises « partagent l’idée qu’une bonne démocratie et un bon parti politique sont ceux qui accordent une place proportionnelle dans leurs instances gouvernantes à tous ceux qu’ils prétendent représenter »3. Ces études ont eu recours à des enquêtes quantitatives, de façon toutefois plus rare et plus tardive que dans la science politique anglo-saxonne : si l’intérêt pour les propriétés sociographiques du personnel politique n’est pas nouveau en France4, il n’a pas toujours été étayé par des mesures statistiques. En la matière, les travaux de M. Dogan ont marqué un tournant5, sans toutefois, pendant longtemps, faire école6. Depuis, le classement du personnel politique en fonction de ses propriétés sociales, devenu une « véritable routine scientifique »7, a clairement établi l’importance des déterminants sociaux dans son recrutement. L’approche retenue, le plus souvent synchronique et ponctuelle8, ne permet cependant pas de savoir dans quelle mesure l’influence de ces déterminants perdure après la première élection.

  • 9 Phélippeau, É, 2002.
  • 10 Schumpeter, J.-A., 1951, p. 388.
  • 11 Voir en particulier la synthèse proposée par M. Offerlé, 1999.
  • 12 Weber, M., 1919.

3La question de la réélection touche également au thème de la professionnalisation de la politique. Comme le montre le cas du baron Mackau9, le recueil des suffrages de millions d’électeurs implique, dans les démocraties modernes, une rationalisation des méthodes — qui, selon Schumpeter, « n’est possible que pour des individus pour qui la politique devient inévitablement une carrière »10. Ce mouvement de spécialisation des acteurs politiques, qui se consacrent à plein temps à cette activité, a fait l’objet de nombreuses études et a été qualifié de professionnalisation de la politique11. Pour le député sortant, qui vit pour la politique, mais aussi désormais de la politique12, la professionnalisation ne fait qu’augmenter les enjeux de celle-ci. La mise en évidence d’éventuels facteurs sociographiques de la réélection peut donc permettre de distinguer les catégories sociales les plus à même de mettre en œuvre les méthodes rationnelles qu’exigerait la profession politique moderne.

  • 13 Déloye, Y., 1997.
  • 14 Voir en particulier sur les ministres J. Estèbe, 1982, sur les maires M. Agulhon & L. Girard, 1986 (...)
  • 15 C. Lemercier, 2005, étudie ainsi les carrières des membres des institutions consulaires parisienne (...)

4Si l’on quitte la science politique pour l’histoire, il est superflu de rappeler à quel point celle-ci a connu, dans les dernières décennies, un « retour du politique »13. S’il a mené à réhabiliter l’événement, la narration ou à lier histoire des mentalités et histoire politique, la prosopographie du personnel politique en a également bénéficié14. Cependant, comme en sciences politiques, ces études ne s’inscrivent que rarement dans une dimension longitudinale ou dynamique, malgré quelques exceptions récentes15.

  • 16 Lollivier, S., 2006.
  • 17 On ne développera pas ici la théorie de ces modèles, qui sont succinctement présentés en annexes.

5Les données envisagées ici permettent la prise en compte de cette dimension temporelle. Le caractère qualitatif (au sens statistique du terme) de notre objet d’étude : être réélu ou ne pas l’être, observé sur un corpus important (8 900 députés depuis 1871), à plusieurs dates (21 300 mandats) et en liaison avec des facteurs multiples (étiquette, expérience politique, attributs sociographiques) impose a priori le recours à l’économétrie des panels sur variable qualitative. Ces techniques, qui se sont considérablement développées depuis le début des années 198016, restent d’un niveau de complexité théorique relativement élevé. Sous des hypothèses paramétriques assez contraignantes, elles sont optimales, mais demeurent lourdes à mettre en œuvre. Le développement récent de l’économétrie, privilégiant la robustesse plutôt que l’optimalité dans le cadre de modèles semi-paramétriques, est de ce fait d’un grand secours. En effet, la méthode des moments conditionnels, associée ici à la technique du bootstrap, permet une programmation plus facile et ses résultats s’interprètent comme ceux d’une simple régression logistique 17.

  • 18 Par exemple, on fait l’hypothèse que le gain éventuel, en termes de réélection, que retire un dépu (...)
  • 19 Voir par exemple D. Gaxie, 1980.
  • 20 Dogan, M., 2003.

6L’hypothèse sous-jacente de notre étude — que l’on vérifiera a posteriori — est que la réélection d’un député est avant tout une question d’adéquation entre son étiquette politique et la majorité que les électeurs désignent dans le cadre des dispositions prévues par la loi électorale. Nous supposons qu’à étiquette politique donnée, il existe également des effets nets de caractéristiques non directement politiques, et que ces effets sont les mêmes pour les députés de toutes les familles politiques18. Ce sont principalement ces effets nets que nous cherchons à mesurer. L’étiquette politique n’intervient ici que par sa corrélation avec les caractéristiques individuelles19 : il faut donc la prendre en compte (en « contrôler » les effets) pour que les estimations ne soient pas biaisées. Enfin, il nous a paru nécessaire d’estimer un modèle par régime politique, dans la mesure où révolutions, guerres et autres importants changements historiques influencent probablement les paramètres de la longévité politique20.

7Pour ce faire, nous proposons d’abord une réflexion concernant les moyens de mesurer la longévité des hommes politiques et notamment la pertinence de l’indicateur que constitue la réélection. L’importance numérique et l’hétérogénéité du corpus sur lequel cet indicateur est observé conduisent à définir les contours d’une population dont les caractéristiques restent comparables dans le temps. Nous analysons le rôle des facteurs contextuels (mode de scrutin, contingence historique, étiquette politique…) et proposons une méthode permettant de « contrôler » ces facteurs. Enfin, nous présentons les résultats de l’estimation de notre modèle. Les effets nets qu’ils mettent en évidence sont interprétables en termes de sociologie ou de science politique, même s’ils doivent toujours être confrontés aux effets bruts (proportion de députés sortants directement réélus) qui relèvent de la réalité historique directement perçue par les acteurs.

  • 21 Déloye, Y., 1997.

8Cet article ne prétend pas bien sûr apporter une réponse à l’ensemble des questions évoquées précédemment. Plus modestement, il se veut une contribution statistique à la volonté, affirmée par la sociologique historique du politique, de « jeter les ponts, favoriser la coopération et la curiosité intellectuelles, en un mot, l’ouverture au travail de l’autre »21. Dans ce cadre, le recours intensif à la statistique ne trouvera son intérêt qu’à travers la critique constructive d’historiens ou de politistes spécialistes de ce sujet.

1. La construction de l’objet d’étude

  • 22 À propos de l’ouvrage de O. Marchand & C. Thélot, 1991 : voir A. Desrosières, 1992.

9Comme l’a notamment souligné Alain Desrosières22, l’établissement de séries longues homogènes n’a de sens que s’il vise à construire des espaces d’équivalence et de comparabilité. Ce qui est vrai pour l’histoire économique l’est encore davantage pour l’histoire du personnel politique, puisqu’elle est affectée de plein fouet par les changements de régime et de cadre institutionnel.

  • 23 On considère ici que le titulaire du mandat est élu directement au Sénat si l’élection intervient (...)
  • 24 On notera la distinction entre député sortant et député. Un député sortant est un député considéré (...)
  • 25 M. Dogan, 2003 indique que sous la iiieRépublique, 750 députés ont terminé leur carrière après avo (...)

10Dans son principe, l’idée sous-jacente au choix de notre objet d’étude est simple. Nous considérons l’ensemble des mandats successifs effectués par un député, sous le régime qui a vu ses débuts, avant qu’il ne connaisse un premier retrait, volontaire ou non, de l’assemblée. Si le dernier mandat de cette primo-longévité se termine par un retrait volontaire ou une défaite électorale, il entre également dans le champ de l’étude. S’il se termine par le décès du titulaire, son élection directe23 au Sénat ou la fin du régime, il en est exclu. La réélection apparaît dès lors comme l’élément irréductible de la longévité. Chaque mandat retenu est qualifié de député sortant24. Les données ne permettent pas de distinguer entre retrait volontaire de l’assemblée et échec électoral. La réélection sera donc interprétée ici par rapport à la non-réélection au sens large : voulue ou subie. On estime cependant que, sous la iiie République, 90 % des députés sortants se présentent aux élections suivantes25.

11L’intérêt de cette définition est qu’elle est applicable pour les iiie, ive et ve Républiques. Elle concerne cependant des députés dont les caractéristiques sont hétérogènes dans le temps. Pour homogénéiser notre population, nous faisons l’hypothèse que les paramètres régissant la carrière de certaines catégories de députés sont spécifiques. Cela nous conduit à exclure les mandats correspondants. En particulier, nous ne retenons pas les carrières :

  • 26 Suite à la ratification de la convention de paix par l’Assemblée à Bordeaux, le 1er mars 1871, les (...)

12— des députés élus en Alsace-Moselle en 187126,

  • 27 La prise en compte de l’ensemble des modifications territoriales de la France coloniale aurait dem (...)

13— des députés d’outre-mer ou des colonies27,

  • 28 Les femmes ne sont pas éligibles sous la iiie République. Elles ont donc été exclues pour des rais (...)

14— des femmes depuis 194528,

  • 29 La primauté accordée par la Constitution de la ve République à l’exécutif a multiplié les cas de m (...)

15— des députés ayant commencé leur carrière nationale en tant que ministre29, sénateur, secrétaire général du gouvernement, secrétaire général de l’Élysée, membre du Conseil constitutionnel.

  • 30 Méthodologie reprise en partie dans son étude de la longévité des carrières politiques en 2003. Vo (...)
  • 31 Par exemple : H. Bienen & N. van de Walle, 1992.

16Cette définition entend non seulement répondre aux recommandations formulées par A. Desrosières, mais aussi systématiser la méthodologie que M. Dogan retient pour son article consacré à la stabilité du personnel politique sous la iiie République30. L’auteur y mesure la longévité en nombre d’années et distingue les carrières continues des carrières discontinues. Nous considérons en revanche que, si la longévité d’un député n’est pas un multiple de la durée normale d’un législature (4 ou 5 ans), c’est qu’un élément exogène est survenu : dissolution, guerre, fin du régime. Le député a également pu connaître un événement personnel, en amont (investiture en cours de législature à l’issue d’une élection partielle ou d’une suppléance) ou en aval (un décès en cours de mandat ou une démission consécutive à une nomination au gouvernement ou à une élection au Sénat). L’inscription de la longévité, au sens de M. Dogan, dans le domaine du continu (au sens statistique du terme) n’est donc révélatrice que de la survenue de ces événements. Si l’on parvient à contrôler ces éléments perturbateurs, comme nous le proposons, la longévité apparaît comme un phénomène d’essence éminemment discrète. Cette distinction est importante, car elle conditionne les méthodes à utiliser. Il existe, en effet, des études ayant recours à des techniques requérant la continuité comme hypothèse, mais appliquées à des phénomènes relevant davantage du modèle de comptage discret31.

  • 32 Cette distinction ne semble toutefois pas avoir été appliquée de manière systématique dans la suit (...)
  • 33 De manière symétrique, il existe une censure à gauche. Pour la iiie République, par exemple, nous (...)

17La difficulté croît quand on prend en compte la polysémie du terme « continuité ». M. Dogan désigne comme discontinues les carrières où le député, après un retrait, parvient à se faire réélire. Il présente alors des analyses séparées selon le type de carrière. Nous préférons constater qu’une carrière discontinue est une carrière qui a d’abord été continue, ou qu’une carrière continue est une carrière qui n’a peut-être pas eu l’occasion d’être discontinue. En prenant pour objet la primo-longévité, nous entendons réunir l’ensemble des carrières, quitte à étudier dans un second temps les déterminants d’un éventuel retour en politique. Cette distinction fait référence au problème de « censure » statistique. On parle de censure quand, à une date donnée, on observe, sur plusieurs individus, un phénomène caractérisé par sa durée. Pour certains individus, le phénomène est terminé et l’on a accès à l’ensemble de la durée. Pour d’autres, le phénomène n’est pas terminé et l’on n’observe qu’une partie censurée de la durée réelle. Établir des statistiques sans tenir compte de cette censure conduit généralement à des estimations biaisées. M. Dogan a conscience de cette limite, puisqu’il distingue la durée historiquement vraie de la durée sociologiquement reconstituée, qui tient compte de circonstances exceptionnelles32. Ici, on considère, pour la iiie République, que la longévité des députés encore en vie en juillet 1940 est censurée à droite ; de même pour ceux en vie en 1958 ou actuellement pour la ve République33. Cela peut être le cas également pour un député mort en cours de mandat.

18Au total, parmi les 21 317 mandats effectués au sein de l’une des 34 assemblées élues au suffrage universel direct en France depuis 1871, notre étude porte sur 13 722 députés sortants (cf. Tableau 1). Dans 63,3 % des cas, les députés sortants sont directement réélus à l’assemblée suivante. C’est sous la ive République que le taux brut de réélection est le plus important (70 %). Viennent ensuite la iiie République, avec 64 %, puis la ve, avec 60 %. La capacité à se faire réélire dépend a priori du régime, mais aussi de facteurs institutionnels, historiques, politiques, sociaux ou individuels, dont seule une modélisation économétrique peut démêler l’écheveau.

Tableau 1. Création du champ des députés sortants

Tableau 1. Création du champ des députés sortants

Source. Pour le nombre de sièges à pourvoir, cf. J.-L. Pezant al., 1997.

2. Les facteurs de contexte

19Parmi les facteurs de contexte, on inclut aussi bien les dispositions de la loi électorale (durée de la législature, mode de scrutin) que les effets strictement politiques. Ces effets ont par ailleurs été déjà largement étudiés, et bien plus précisément qu’ici. Toutefois, à moins de souscrire à l’idée d’une autonomie totale du politique par rapport au social, ils doivent être intégrés dans une étude sur les déterminants sociographiques de la réélection, afin que la mesure des effets de ces derniers soit corrigée des effets de contexte.

La réélection, une question de durée de la législature

20Les législatures ayant connu les taux de réélection les plus élevés sont celles qui ont eu les durées les plus brèves (cf. Graphique 1). Les députés sortants de la chambre élue en 1876 et dissoute en 1877, ou encore ceux des Assemblées constituantes de l’immédiat après-guerre, ont renouvelé leur mandat dans des proportions de 79 à 88 %. Avec 69,8 %, le taux brut de réélection en 1968 est un peu moins fort, mais il reste le plus élevé de la ve République. Quand la durée de la législature est d’au moins deux ans (en différence de millésimes), on n’identifie plus d’effet propre de la durée. Avec respectivement 65,8 et 59,5 %, les taux bruts de réélection sont dans la moyenne à la fin des législatures 1986-1988 et 1979-1981. Venant juste après le référendum sur l’élection du président de la République au suffrage universel, les élections de 1962 contribuent à un renouvellement de l’assemblée important (51,3 % de réélus), mais moindre que celui observé en 1997 (49,5 %).

Graphique 1. Législatures depuis 1871 par ordre décroissant de taux brut de réélection (en %) des députés sortants

Graphique 1. Législatures depuis 1871 par ordre décroissant de taux brut de réélection (en %) des députés sortants

Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.

21Parmi les législatures parvenues à leur terme, c’est pendant la période du Bloc républicain et de la République radicale que la stabilité est la plus forte : plus de 75 % des députés sortants de 1906 sont réélus et 70 % de ceux de 1902 et 1914. Avec 67,6 %, la stabilité est moindre en 1910, mais elle reste au-dessus de la moyenne observée pendant la iiie République.

  • 34 En revanche, la baisse sensible en 1876 du nombre de sièges à pourvoir ne peut pas être immédiatem (...)

22Depuis 1871, quatre assemblées seulement ont connu un nombre de députés sortants non réélus plus important que celui des réélus. Pour l’Assemblée nationale élue en 1871, on peut mettre en avant les conditions particulières de son investiture et les atermoiements des conservateurs au pouvoir pour expliquer la faiblesse du taux brut de réélection observé en 1876 (36,6 %)34. Pour celle élue en 1914, les conséquences de la guerre  sont évidentes et conduisent à un taux de réélection de 49,5 % en 1919. Il faut attendre les législatures de 1988-1993 et 1993-1997 pour observer des renouvellements comparables.

Le contrôle des effets de contexte

23Ces taux bruts ne s’appliquent pas uniformément à l’ensemble des députés sortants d’une assemblée. Ils varient fortement selon l’étiquette politique. Il est évidemment préférable d’être député sortant républicain en 1876 plutôt que monarchiste, Rpr en 1993 plutôt que socialiste. Ces remarques de bon sens trouvent cependant leur intérêt dans l’optique d’une étude des déterminants sociaux de la réélection. En effet, la mise en évidence des éventuels effets nets des propriétés sociographiques des députés sortants sur leur réélection n’est envisageable que si l’on parvient à contrôler les effets de contexte liés à la durée de la législature, à l’étiquette politique du titulaire du mandat, ou même au mode de scrutin.

  • 35 Autres que le député sortant considéré, afin d’éviter les effets d’hystérésis. Cf. Annexe 1 pour l (...)
  • 36 Néant, H., 1991.
  • 37 Il faudrait estimer autant de modèles pour un régime donné que de modes de scrutin différents util (...)
  • 38 Néant, H., 1991.

24Pour ce faire, on introduit dans le modèle (cf. Tableau 3 et Annexe 2) une variable de contexte, calculée pour chaque député sortant, et qui représente la proportion des députés sortants issus du même groupe politique qui ont été réélus à l’assemblée suivante35. Par construction, cette variable prend évidemment des valeurs d’autant plus grandes, en moyenne par groupe, que la législature a conduit à une très forte stabilité, à cause de sa faible durée, par exemple. Pour un groupe, elle croît avec l’adéquation entre l’étiquette politique du député sortant et la nouvelle majorité — que les électeurs désignent dans le cadre des dispositions prévues par la loi électorale, notamment le mode de scrutin. Les effets de ce dernier sont contrôlés par la variable de contexte, du moins dans les cas où ils s’appliquent de manière uniforme à l’ensemble des députés d’un même groupe. On peut considérer que c’est le cas pour le système des apparentements, utilisé en 1951 et 1956. Ce mélange de scrutin majoritaire et proportionnel avait pour objectif de parer au risque d’élection d’une assemblée où les opposants communistes et gaullistes auraient obtenu la majorité, rendant ainsi tout gouvernement impossible36. En revanche, quand le mode de scrutin a une influence sur la composition sociale de l’assemblée, on ne pourra pas le contrôler par la variable de contexte, sauf à multiplier les paramètres à estimer37. C’est le cas pour le scrutin uninominal à deux tours dans le cadre de l’arrondissement. Il s’agit du mode de scrutin du Second Empire, ensuite réinstauré en 1875 par les conservateurs, dans l’espoir que les notables les aideraient si les luttes électorales avaient lieu dans le cadre plus favorable, parce que plus restreint, de l’arrondissement38. Cette limite peut être atténuée par le constat que ce mode de scrutin a été le plus souvent utilisé sous la iiie République. Le même constat permet de relativiser les effets du mode de scrutin de la ve République, qui, sauf en 1986, est pratiquement le même depuis 1958.

  • 39 Dans ce tableau, on considère deux députés de la ve République ayant exactement les mêmes caractér (...)
  • 40 Le coefficient est obtenu ici à partir d’un calcul faisant intervenir une exponentielle. On doit d (...)

25Même si la variable de contexte n’a ici qu’un rôle technique de contrôle et si l’interprétation de son coefficient doit être de ce fait relativisée (cf. Tableau 339), on ne peut que constater l’importance de ce coefficient. Ce niveau élevé valide a posteriori l’hypothèse selon laquelle la réélection est avant tout une question de contexte, et certainement de manière prépondérante d’étiquette politique. On note qu’il est maximal pour la ive République40 et minimal pour la iiie République. Ainsi, le rôle de l’étiquette politique dans la réélection aurait crû après la Deuxième Guerre mondiale. On peut avancer, en prenant la contraposée de ce résultat, l’hypothèse que le rôle des caractéristiques individuelles a, lui, décru. C’est ce que semble indiquer l’analyse plus précise des déterminants sociographiques et liés à l’expérience politique, à étiquette politique donnée.

Tableau 2. Taux brut de réélection des députés sortants

Tableau 2. Taux brut de réélection des députés sortants

Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.

Tableau 3. Modélisation logistique de la probabilité d’être réélu

Tableau 3. Modélisation logistique de la probabilité d’être réélu

Lecture : cf. notes 39 et 45. ns = non significativement différent de 0 au seuil de 10 %. ref = modalité de référence.

3. Les effets de l’expérience politique

L’expérience acquise à l’assemblée

  • 41 Dans ce tableau, on dénombre sous la iiie République 1 902 députés sortants ayant déjà effectué ex (...)

26Sous la iiie République, les députés inclus dans le champ de l’étude ont été élus pour la première fois à 45,4 ans en moyenne. L’accès à la députation se fait plus tôt (43,2 ans) sous la ive République, alors qu’il est plus tardif sous la ve (47,2 ans). La relation entre âge et réélection n’est pas directe : elle est parasitée par l’âge. Les députés les plus âgés sont les plus expérimentés (en termes de nombre de mandats effectués). Le graphique 2 permet de clarifier cette relation entre réélection, âge et expérience. Globalement, pour une expérience donnée, la propension à être réélu décroît avec l’âge, alors qu’à âge donné, elle croît avec l’expérience. Il faut nuancer ce constat selon les régimes. Sous la iiie République, il vaut jusqu’au deuxième mandat. Au-delà, l’expérience accumulée ne modifie plus les taux bruts de réélection (cf. Graphique 2 et Tableau 241).

27Sous la ve République, l’effet brut de l’expérience reflète en réalité le phénomène d’alternance politique effectif depuis 1978. Les députés sortants n’ayant effectué qu’un seul mandat sont nettement moins souvent réélus. Élus dans la foulée de la victoire de leur parti, ils en subissent d’autant plus la défaite lors des élections suivantes qu’ils n’ont pas accumulé suffisamment d’expérience : on ne trouve que 48,3 % de réélections après un mandat (cf. Tableau 2). S’ils passent le cap de la première réélection, ils bénéficient en revanche, à la fin de leur deuxième mandat, des effets cumulés de leur surcroît d’expérience et du retour de leur parti au pouvoir : 73,8 % d’entre eux sont réélus. La nouvelle défaite à la fin du troisième mandat fait diminuer le taux brut de réélection. L’ampleur de la baisse est alors réduite, sans doute par la connaissance du système accumulée lors des trois premières mandatures.

28Les résultats du modèle permettent de corriger ces effets de cycle électoral (cf. Tableau 3). Ils fournissent en quelque sorte les rendements nets de l’expérience. Sous la iiie République, il se confirme qu’un député est expérimenté à l’issue du troisième mandat, dans la mesure où l’exécution d’un mandat supplémentaire ne modifie plus ensuite de manière significative, toutes choses égales par ailleurs, la propension à se faire réélire. Sous les ive et ve République, l’expérience s’acquiert plus rapidement, puisqu’un député apparaît comme expérimenté, selon cette définition, à partir du deuxième mandat.

Graphique 2. Taux brut de réélection des députés sortants par régime, âge et nombre de mandats déjà effectués

Graphique 2. Taux brut de réélection des députés sortants par régime, âge et nombre de mandats déjà effectués

Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.

L’expérience du gouvernement

29L’expérience ne provient pas seulement du temps passé au Palais Bourbon. En aval, un député peut s’aguerrir au gouvernement ; en amont, il peut avoir déjà exercé des mandats locaux. Sous la iiie comme sous la ve République, un peu plus de 8 % des députés sont nommés au moins une fois au gouvernement avant leur premier retrait de l’assemblée. Sous la ive République, cette proportion est de 13 %.

30L’actualité de l’activité gouvernementale a des effets immédiats sur les élections qui suivent la nomination au gouvernement. Quel que soit le régime, les députés sortants ayant été ministres pendant la législature finissante sont significativement plus réélus que leurs collègues (cf. Tableau 3). Quand l’expérience de ministre remonte à une législature plus ancienne, elle n’apporte en revanche pas d’avantage particulier au député sortant, toutes choses égales par ailleurs. Dans ce cas, un double effet peut être avancé. On peut penser à l’oubli par les électeurs du passage au gouvernement du député sortant, mais aussi, plus certainement, à un effet mécanique lié à notre objet d’étude. Un tel député est nécessairement un député expérimenté en termes de nombre de mandats déjà effectués : l’expérience parlementaire acquise prévaut alors sur celle d’un poste ministériel plus lointain.

Députation et mandat local

  • 42 Pour la iiie République, 47 % des députés n’ont siégé qu’une seule fois ; ils ont été maire ou con (...)

31La relation entre députation et mandat local est plus difficile à appréhender à partir des sources disponibles. En effet, à la différence de ce qui se passe pour les fonctions ministérielles, les dates de début et de fin des mandats locaux ne sont pas faciles à connaître de façon exhaustive, et sont donc absentes de notre base de données. Il n’est ainsi pas possible de savoir avec certitude si l’expérience locale a précédé le premier passage à l’assemblée ou si elle en est une conséquence. On estime toutefois que seulement 8 % des députés de la iiie République ont eu leur première expérience de maire ou de conseiller général après leur première élection à la chambre42. Cette proportion est de 10 % pour la ive et 12 % pour la ve République. Ces résultats autorisent à affirmer que, dans la très grande majorité des cas, les députés ont d’abord été élus locaux, ou bien ne le seront jamais. Ces réserves étant posées, nous présenterons les résultats comme si la première expérience locale était toujours intervenue avant les premiers pas à l’assemblée.

  • 43 Marrel, G., 2002.

32À partir d’un corpus composé des biographies de 219 maires des 25 premières villes françaises, sélectionnés en fonction de la stabilité de leur implantation locale de 1884 à 1995, G. Marrel a noté que l’ampleur du phénomène de cumul croît continuellement depuis le début de la iiie République43. Ce résultat peut être étendu à l’ensemble des députés depuis 1871 : on note une part croissante de députés disposant d’au moins un mandat local, la ive République occupant toutefois une position particulière.

Une montée en puissance des mandat locaux

  • 44 De maire ou de conseiller général. On dispose d’informations sur les conseillers régionaux, mais e (...)

33Sous la iiie République, la proportion de députés détenant au moins un mandat local 44 est relativement constante (68,5 %, cf. Graphique 3). Les députés des assemblées de la ive République ont un ancrage local plus faible (54 %). Dès les élections de 1958, la ve République renoue avec les taux observés avant la Deuxième Guerre mondiale. Elle s’en différencie cependant rapidement, puisque ce taux n’a cessé de croître. Pour les dernières assemblées élues de la ve République, près de 8 députés sur 10 ont un mandat local. Cette évolution de longue période s’inscrit dans un contexte d’augmentation de l’offre de mandats électifs.

34Le principe de l’élection par canton des conseillers généraux est solidement ancré dans la vie politique française, puisqu’ils sont élus depuis 1833, au suffrage universel depuis 1871. Dès lors, la relation entre députation et mandat départemental est particulièrement stable sous les iiie et ve Républiques : 60 % des députés ont une expérience départementale, quelle que soit la législature. Cette proportion n’est cependant que de 42 % pour la ive République. Le principe de l’élection du maire par le conseil municipal n’est affirmé quant à lui qu’à partir de la loi du 5 avril 1884. On assiste alors à la « conquête des mairies » par les députés. En 1885, un député sur trois a eu un mandat de maire. En 1898, cette proportion est de 50 %. Elle reste ensuite relativement stable jusqu’en 1936. Sous la ive République en revanche, seuls 37 % des députés sont concernés. La « conquête des mairies », commencée sous la iiie République, se poursuit sous la ve. Dès 1958 et pour la première fois, on compte plus de députés maires (53,9 %) que de députés conseillers généraux (52,5 %). Cette situation perdure encore. Enfin, le conseil régional a été créé par la loi du 5 juillet 1972. Dans un premier temps, il est composé des députés et sénateurs élus dans la région, de représentants des collectivités locales et des agglomérations. L’élection des conseillers régionaux au suffrage universel est acquise en 1986. Malgré la faible fiabilité des informations relatives à ce mandat, on peut estimer qu’au moins 30 % des députés élus depuis 1988 ont connu les assemblées régionales. Quel que soit le mandat ou le régime, on constate donc une surreprésentation des élus locaux parmi les députés. Ces mandats s’avèrent cependant plus ou moins « rentables » en termes de longévité.

Graphique 3. Proportion de députés ayant un mandat local par législature depuis 1871

Graphique 3. Proportion de députés ayant un mandat local par législature depuis 1871

Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.

Postes de maire ou de conseiller général et longévité comme député

  • 45 On considère deux députés sous la iiie République, le premier étant seulement conseiller général, (...)

35Sous la iiie République, c’est avec le mandat de conseiller général que la longévité des députés est la plus corrélée (cf. Tableau 3). Le rapport de chances relatif de réélection (ou odds ratio)45 d’un député titulaire de ce seul mandat, par rapport à un député n’étant ni maire ni conseiller général, est de 1,7, contre 1,2 pour le seul mandat de maire. Alors que les « rendements » de l’expérience acquise à l’assemblée sont décroissants, les effets des mandats locaux se cumulent. Un député maire et conseiller général bénéficie ainsi d’un odds ratio favorable, toutes choses égales par ailleurs, de 1,9.

36Sous la ive République, les députés ayant seulement un mandat de maire ou de conseiller général n’ont, en revanche, pas été plus réélus que ceux n’ayant aucun mandat local, toutes choses égales par ailleurs. Il faut alors cumuler ces deux mandats pour accroître les chances de réélection. Avec un odds ratio de 1,7, l’avantage relatif est cependant plus faible que pendant la république précédente, et surtout que sous la ve République (2,8). Ce résultat, ou plutôt cette absence de résultat, est caractéristique de la ive République. Tout se passe comme si la réélection n’était alors déterminée que par l’étiquette politique partisane, modulée par l’expérience au Palais Bourbon ou au gouvernement. Les caractéristiques individuelles, telles que l’ancrage local, les diplômes ou la profession, sont beaucoup moins déterminantes. On peut avancer, à titre d’hypothèse tout au moins, l’idée que ces caractéristiques ont été supplantées par le positionnement politique du député vis-à-vis des enjeux nationaux ou internationaux auxquels cette République a été confrontée : guerre froide, décolonisation, atlantisme, reconstruction.

  • 46 Birnbaum, P., 1977.

37Pour mettre fin à l’instabilité gouvernementale observée sous la ive République, la Constitution de la ve République accorde la primauté à l’exécutif sur le législatif. Pour Pierre Birnbaum, le député n’est plus dès lors qu’une « personnalité d’arrondissement » qui, pour préserver une partie de son pouvoir, doit s’enraciner46. On ne peut que constater ici que la longévité nationale est d’autant plus grande que le député dispose d’un mandat à un échelon géographique fin. Avec 1,9, le rapport de chances relatif d’un député maire est désormais supérieur à celui d’un député n’ayant qu’un mandat de conseiller général (1,7). Le rendement du mandat départemental est alors, toutes choses égales par ailleurs, pratiquement égal à ce qu’il était sous la iiie République. Comme sous ce régime, les effets bénéfiques sur la réélection des mandats locaux sont cumulatifs. Un député maire et conseiller général aura un avantage comparatif, mesuré par le odds ratio, de 2,8.

4. Des professions propices à la longévité politique ?

Fin des notables, nouvelles couches, République des avocats ?

  • 47 Halévy, D., 1930.
  • 48 Birnbaum, P., 1977.
  • 49 85 préfets et 358 sous-préfets et secrétaires généraux furent révoqués dès décembre 1877. Le Conse (...)
  • 50 Charles de Freycinet (1828-1923), polytechnicien, ingénieur des Mines, fut quatre fois président d (...)

38Pour la iiie République, les résultats par profession confirment la « fin des notables » chère à Daniel Halévy47 et l’arrivée des « nouvelles couches » vantée par Gambetta. Sous la monarchie de Juillet et le Second Empire, P. Birnbaum constate que les pouvoirs administratifs, politiques et économiques sont détenus par les notables (il désigne ainsi les chefs d’entreprise, les propriétaires terriens et les hauts fonctionnaires)48. Pour cet auteur, l’avènement de la iiie République se traduit par une dissociation du pouvoir, les notables ne conservant que les pouvoirs administratif et économique. Les agriculteurs, les propriétaires, les chefs d’entreprise et les hauts fonctionnaires, ainsi que les notaires, sont en effet isolés par notre modèle, pour la iiie République, comme étant significativement moins réélus que les avocats, considérés ici comme la catégorie de référence. Le niveau de significativité pour la catégorie des hauts fonctionnaires est cependant plus faible. Peut-être peut-on voir ici l’effet de la « révolution des emplois » du début de la iiie République, qui affecta particulièrement la haute administration et la magistrature49. Cette épuration ne conduisit pas à l’éviction totale des fils des anciennes classes dirigeantes, mais ces dernières étaient dorénavant en concurrence avec les fils de la bourgeoisie républicaine. À ces catégories, il faut ajouter les ingénieurs qui, toutes choses égales par ailleurs, sont significativement moins réélus que leurs collègues avocats. L’explication ici est plus délicate ; ce résultat relativise cependant la réalité d’une « République des ingénieurs » dont Charles de Freycinet fut l’un des parangons50.

  • 51 Estèbe, J., 1982, p. 16.
  • 52 Le Béguec, G., 2003.

39La « fin des notables » laisse ainsi une place pour l’arrivée d’un nouveau personnel politique, que Léon Gambetta, faisant preuve « d’un flair sociologique »51, qualifie dès 1872 de « nouvelles couches ». Il précise en 1874 ce qu’il entend par là : un monde de petits propriétaires, de petits industriels, de boutiquiers. On peut y adjoindre, d’après notre modèle (cf. Tableau 3), les négociants, les médecins, les pharmaciens, les magistrats, les publicistes, les enseignants et les ouvriers, catégories qui, à la différence des notables, ne se distinguent pas de manière significative, en termes de chances de réélection, de la profession d’avocat. Si notre modèle confirme l’arrivée des nouvelles couches, il ne permet pas, en revanche, de distinguer parmi elles des professions plus propices que d’autres à la réussite politique. La « République des avocats », souvent mise en exergue52, existe bien en termes de sur-représentation à la Chambre des députés, ou encore en termes de réussite exceptionnelle de certains de ses représentants (Raymond Poincaré, Pierre Waldeck-Rousseau, Aristide Briand, Jules Ferry, Émile Loubet, Léon Gambetta, Jules Méline...). Mais elle n’apparaît pas de manière claire en termes de longévité plus importante de l’ensemble des députés avocats.

40Cette « République des avocats », dont l’existence en termes de longévité est relativisée sous la iiie République, apparaît toutefois en négatif si l’on observe les chiffres de la ve République. Toujours considérés comme catégorie de référence, les avocats et avec eux les médecins, les journalistes et les ingénieurs sont désormais significativement moins réélus que les chefs d’entreprise, les cadres du privé, les hauts fonctionnaires ou les enseignants du supérieur.

41Comme pour les mandats locaux, la ive République se singularise par la faible influence d’une caractéristique individuelle telle que la profession sur la longévité. La faiblesse des effectifs n’autorise pas à étudier un grand nombre d’activités professionnelles pour cette période. Parmi les plus représentées à l’assemblée (enseignant du primaire ou du secondaire, avocat, agriculteur, ouvrier, journaliste), aucune ne se distingue particulièrement par sa propension nette à la longévité, toutes choses égales par ailleurs. Ce sont les changements induits par la nouvelle Constitution de 1958 et son interprétation qui marquent un retour des disparités professionnelles dans la propension à se maintenir à l’Assemblée.

Les diplômes

  • 53 Dogan, M., 1953.
  • 54 On retrouve ainsi, à l’unité près, le même nombre d’énarques que G. Le Béguec, 1998 pour la périod (...)

42L’analyse de l’effet des diplômes sur la longévité politique est problématique, du fait de la qualité de nos données. Si des variables indiquant le niveau d’études le plus élevé sont présentes dans la base, elles ne sont que très mal renseignées. Dans notre base de données, la répartition par régime des députés selon leur diplôme apparaît ainsi assez éloignée des résultats proposés par M. Dogan53. Ce problème est cependant secondaire. Quand bien même cette information serait de qualité, son introduction dans le modèle aurait rendu les estimations instables. En effet, les professions présentes dans notre corpus sont très souvent conditionnées par la possession de titres universitaires (avocat, enseignant, médecin, ingénieur). En d’autres termes, la seule connaissance de la profession permet de connaître dans un grand nombre de cas le diplôme du député. En économétrie, cette situation est qualifiée de multicolinéarité. Elle a pour conséquence l’impossibilité de parvenir à une connaissance précise et simultanée des effets nets de la profession et du diplôme : il faut choisir entre les deux. Nous avons préféré la profession. Ces limites s’appliquent moins pour les diplômes des grandes écoles. Les variables à ce sujet sont mieux renseignées54. Par ailleurs, la relation entre profession et diplôme de grande école est moins biunivoque que dans le cas des titres universitaires : les problèmes de multicolinéarité sont dès lors moindres.

  • 55 Le Béguec, G., 1998.

43À l’instar de la « République des avocats », la « République des énarques » existe bien, si l’on considère la surreprésentation à l’assemblée des députés passés par cette école en regard de leur très faible proportion dans la population éligible. En termes de longévité, Gilles Le Béguec a constaté que, parmi les 28 anciens élèves de l’Ena entrés au Palais Bourbon de janvier 1956 à mars 1973, 18 ont été désavoués par les électeurs à un moment ou un autre de leur carrière55. En l’absence de point de référence sur les autres députés ou d’indications supplémentaires sur le moment de la carrière où ce désaveu est intervenu, ce résultat ne permet pas de conclure quant à la plus ou moins grande propension des énarques à se maintenir au Palais Bourbon. En revanche, notre modèle (cf. Tableau 3) indique que, toutes choses égales par ailleurs, être énarque n’est pas en soi un gage de réélection plus aisée. La forte valeur du taux brut de réélection des énarques sous la ve République (75 %, cf. Tableau 2) s’explique plutôt par la spécificité du déroulement de leur carrière. En amont, on peut citer l’effet positif du passage par l’Institut d’études politique (Iep) de Paris. Être titulaire de son diplôme, comme c’est le cas pour de nombreux énarques, augmente en effet significativement la probabilité de réélection d’un député. En aval, on note la plus grande propension des députés énarques à être nommés au gouvernement : plus de la moitié d’entre eux connaissent sous la ve République une expérience gouvernementale, contre 10 % pour les députés non énarques. Ce passage au gouvernement est, quand il est récent, corrélé positivement avec la longévité.

44La ive République se distingue également en ce qui concerne les diplômes. Qu’ils aient été diplômés de Polytechnique ou de l’Iep de Paris, les députés ne sont pas significativement plus réélus que leurs collègues non diplômés de ces écoles. La iiie République offre, quant à elle, plus de chances de réélection aux polytechniciens.

5. Des effets géographiques ?

Les effets bruts

  • 56 Goguel, F., 1969.
  • 57 Siegfried, A., 1913.

45En étudiant un échantillon de 108 cantons suivis de 1928 à 1968, François Goguel est parvenu à la conclusion que les traditions politiques se diluent plus facilement en présence d’un fort dynamisme économique, alors qu’elles perdurent là où ne subsiste qu’un noyau de population autochtone56. La comparaison des taux bruts de réélection par département sous les iiie et ve Républiques permet de discuter ce résultat. En termes de stabilité des députés, on y distingue le grand Ouest cher à André Siegfried57, ainsi que l’Est. Sous la iiie République, parmi les dix départements dont le taux brut de réélection est le plus élevé, seuls les Landes (5e), la Haute-Savoie (6e) et le Loiret (8e) s’y ajoutent. Dans l’Orne du baron Mackau, 77 % des députés sortants sont réélus. Viennent ensuite l’Eure, l’Eure-et-Loir et la Sarthe, avec des taux bruts de réélection de 75 %. À l’Est se distinguent le Bas-Rhin de l’après Première Guerre mondiale et la Meurthe-et-Moselle. À l’inverse, les électeurs de la Haute-Loire, du Tarn-et-Garonne, du Cantal et du Cher n’ont reconduit leurs députés sortant que dans moins d’un cas sur deux (la corrélation avec le dynamisme économique n’a donc rien d’évident). Sous la ve République se distinguent encore la Haute-Savoie et l’Alsace (80 % de réélections), mais on observe une légère redistribution à l’Ouest, où émergent dorénavant la Manche, l’Ille-et-Vilaine, le Maine-et-Loire et la Mayenne (75 % de réélections). Le Cantal est passé quant à lui de l’instabilité à la stabilité.

  • 58 Goguel, F., 1983.
  • 59 Un quart des départements ont un taux brut de réélection inférieur à 50 % et un autre quart supéri (...)

46Alors qu’au-delà du maintien de ces structures, F. Goguel note également une atténuation constante des différences géographiques entre grandes tendances de l’esprit public58, nos résultats portant sur la réélection évoquent plutôt une augmentation des disparités. L’instabilité s’est développée sous la ve République, puisque 26 départements (contre 4 sous la iiie) ont plus souvent changé de députés sortants qu’ils ne les ont reconduits. Avec moins de 40 %, certains départements présentent des taux bruts de réélection particulièrement faibles, alors que pour d’autres, les taux sont comparables aux plus hauts de la iiie République. Au total, mesurées par l’intervalle interquartile59, les disparités géographiques sont de 16 % sous la ve République contre 9 % sous la iiie.

Les effets nets

47Le niveau départemental est trop fin pour permettre une intégration dans notre modèle. Bien qu’il soit a priori moins adapté en termes de géographie électorale, nous lui préférons le croisement de la région d’élection avec la région de naissance. Si un député est élu dans sa région de naissance, une variable indique cette région. Quand région de naissance et d’élection diffèrent, nous distinguons les cas de parachutage d’un natif d’Île-de-France en province, d’un provincial en Île-de-France, ou bien d’un provincial dans une autre région que celle qui l’a vu naître.

48Toutes choses égales par ailleurs, seuls les députés de Haute-Normandie sont significativement plus réélus que les députés d’Île-de-France sous la iiie République, alors que ceux de Midi-Pyrénées sont moins réélus. La redistribution à l’Ouest des taux bruts de réélection s’avère significative, puisque sous la ive et la ve Républiques, les députés des Pays-de-Loire sont significativement plus réélus que leurs homologues franciliens.

  • 60 Quellien, J., 2003.
  • 61 Cité par S. Guillaume & B. Lachaise, 2003, p. 67.

49Si la notion de parachutage désigne de façon assez claire un décalage entre les attaches géographiques d’un candidat et la circonscription dans laquelle il se présente, elle reste difficile à quantifier de manière systématique. La simple comparaison des lieux de naissance et d’élection fournit un critère trop large. Jean Quellien montre ainsi que, sous la iiie République, 62 % des députés bas-normands sont nés en Normandie ; parmi les non natifs, seuls 3 % n’ont absolument aucun lien avec la Basse-Normandie60. Ne disposant pas d’informations sur l’origine familiale des députés, leur lieu de résidence ou la localisation de leur activité professionnelle, nous ne pouvons nous permettre un tel raffinement. On considère ici comme « parachuté » un député qui est élu dans une région où il n’est pas né. Avec cette définition, que le député soit né en Île-de-France et élu en province, l’inverse ou qu’il ait changé de région en province, on ne constate pas d’effet, négatif ou positif, du parachutage sur la longévité, toutes choses égales par ailleurs. Si les parachutés parviennent à se faire élire facilement, comme le remarque Jean-Paul Jourdan pour l’Aquitaine de la iiie République61, et à se faire réélire, comme le suggèrent nos résultats bruts pour l’ensemble de la France et des trois dernières républiques, c’est donc avant tout qu’ils bénéficient d’une notoriété nationale ou d’autres circonstances favorables.

  • 62 « En partageant le sentiment, honorable pour l'Assemblée actuelle, qui est la base de cette opinio (...)
  • 63 Chevallier, J.-J., 1952, p. ix.

50Les députés des premières assemblées de la Révolution française ont été confrontés au problème de leur réélection. En quatre ans, ils y ont répondu de manières diamétralement opposées. À l’instigation de Robespierre, les constituants de 1789 se sont interdit en 1791 de siéger dans la nouvelle Assemblée législative 62. Au contraire, les conventionnels thermidoriens votent, le 13 fructidor an iii, le décret « des deux tiers » qui assure la réélection des deux tiers de la Convention nationale dans le Corps législatif ou au Conseil des anciens. Les institutions des iiie, ive et ve Républiques, pourtant imprégnées par la « présence de la révolution », pour reprendre l’expression de Jean-Jacques Chevallier63, n’ont pas jusqu’à aujourd’hui soumis la réélection des députés sortants à un cadre législatif différent de celui qui régit l’élection des nouveaux candidats.

  • 64 Portelli, H., 1987, p. 8.

51Le résultat, dans un premier temps, est pourtant assez similaire à celui de 1795, puisque 63,3 % des députés sortants sont réélus depuis 1871. Cette proportion n’est cependant qu’une moyenne, soumise à de fortes variations. Ses déterminants les plus importants sont politiques : un député sortant sera réélu s’il appartient à la majorité que les électeurs désignent dans le cadre des dispositions prévues par la loi électorale. À étiquette politique donnée, la réélection sera d’autant plus aisée que le député sortant bénéficie d’une expérience en termes de mandats parlementaires déjà effectués, de mandats locaux ou de passage au gouvernement. Si quelques facteurs spécifiques, sociaux ou géographiques, viennent moduler, sous les iiie et ve Républiques en particulier, la propension à se faire réélire, on est saisi, avec Hugues Portelli64, par la stabilité des facteurs qui, par-delà les changements de régime et de personnel politique, déterminent la réélection des députés.

52La portée de nos résultats doit être cependant relativisée selon plusieurs axes, qui sont autant de perspectives d’études. La relation entre longévité et exercice réel d’une influence politique mérite d’être clarifiée. Le cadre temporel pourrait, par ailleurs, retenir les grandes sous-périodes mises en évidence par les historiens : les Républiques « des ducs », opportuniste, radicale, gaulliste, pompidolienne. Enfin, l’étude des conditions d’un retour à l’assemblée, d’une élection au Sénat ou d’une nomination au gouvernement pourrait également s’inscrire dans la longue durée.

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Annexe

Annexe 1. Les données

Les données proviennent du fichier des carrières constitué par M. Anglès d’Auriac et géré par le service des archives de l’Assemblée nationale. Cette source reconstitue la carrière nationale de l’ensemble des députés ayant eu au moins un mandat depuis 184865. Par « carrière », on entend aussi bien la succession des mandats de député et les nominations au gouvernement que les élections au Sénat. Les informations disponibles sont relatives à deux niveaux : la fonction et le député. Le fichier n’avait pas vocation à l’origine à être le support d’un traitement statistique automatisé. Il a donc fallu dans un premier temps lui donner un format exploitable par un logiciel de statistiques, puis expertiser la qualité de l’information disponible.

La mise au format statistique requiert des traitements informatiques mais aussi, et surtout, une codification de l’information de base, qui se présente souvent sous la forme de libellés détaillés et non de nomenclatures (essentiellement pour les professions et l’étiquette politique). Cette contrainte, pour peu que l’on ait la patience de coder, se révèle en réalité un atout, puisqu’elle permet d’accéder à une information détaillée. L’expertise de qualité a ici revêtu deux formes : une analyse du processus de production des données, puis une confrontation du contenu à des tests automatiques de qualité (cohérence des dates par exemple) ou à des statistiques déjà publiées sur un champ comparable.

Le processus de production a opéré par rétropolation. Ont été d’abord saisies les informations relatives aux députés élus dans la législature actuelle, pour remonter ensuite jusqu’aux députés de 1848. L’information saisie provient de différentes sources, que l’on peut hiérarchiser comme suit :

  • 1. la collection « Notices et portraits » ou le « Trombinoscope » de l’Assemblée nationale (disponibles seulement pour la période 1902-2002) ;

  • 2. la collection des « Tableaux des élections » ;

  • 3. les différents dictionnaires des parlementaires.

De ces sources, et des tests de qualité statistique, ressort une hiérarchie de la fiabilité des informations. Nous considérons comme très fiables et exhaustives :

  • les dates de début et de fin de mandat ou de fonction ministérielle (au jour près) ;

  • les dates et lieux de naissance et de décès (au moins le département) ;

  • les informations relatives à la géographie électorale (au moins le département) ;

  • les attributions et la hiérarchie ministérielles ;

  • les informations sur les groupes parlementaires depuis 1906. La moindre « qualité » avant cette date provient en fait des phénomènes de double appartenance et de la porosité de groupes qui ne sont pas encore bien constitués. L’information, ici, se présente sous la forme de libellés. Ils ont été codés pour retranscrire au mieux les comptages proposés par trois études préexistantes66.

Les données concernant les professions apparaissent comme exhaustives, mais posent plus de problèmes de codage et d’interprétation. Quand la source est la collection « Notices et portraits », l’information est déclarative, et on ne maîtrise pas forcément la hiérarchie implicite qui imprègne des personnalités aux activités souvent multiples. Cette limite est cependant classique, puisqu’une grande partie des enquêtes statistiques repose sur des informations déclaratives. Quand la profession est tirée des dictionnaires des parlementaires, on ne maîtrise pas non plus la logique sous-jacente qui a conduit à l’écriture des différentes biographies. Pour un député ayant plusieurs professions, on dispose d’une liste des professions exercées. Si le député a été élu plusieurs fois, la construction des données privilégie la collections « Notices et portraits » et place en début de liste la profession déclarée lors de la première élection. C’est cette profession que nous avons retenue ici. Enfin, pour limiter les problèmes de codification, nous n’avons pas choisi de créer de grandes catégories socio-professionnelles. Nous avons simplement regroupé les libellés les plus proches et nous n’avons considéré que les groupements ayant un effectif suffisant pour faire l’objet d’un traitement statistique. Pour chaque régime politique, cette limite inférieure a été placée à au moins 80 mandats dont le détenteur a une profession appartenant au groupement considéré (cf. Annexe 3).

Certaines données peuvent être considérées comme fiables, non pas de façon générale, mais dans le cadre du type de traitement utilisé ici. Il s’agit essentiellement des diplômes de grandes écoles et de l’appartenance à un réseau de Résistance. On ne peut certes pas identifier avec certitude tous les énarques ou polytechniciens, si bien que les dénombrements sont à prendre avec précaution. Dans une analyse par régression, cette limite peut cependant être considérée comme secondaire. En effet, d’une part, même s’ils sont surreprésentés par rapport à la population d’origine, les énarques, par exemple, ne représentent de toute façon qu’une faible partie des députés. D’autre part, s’il existe un effet, positif ou négatif, du fait d’être énarque, le fait que quelques-uns d’entre eux n’aient pas pu être identifiés n’empêche pas la mise en évidence éventuelle de cet effet. De la même façon, si l’on veut comparer les revenus des milliardaires à ceux du reste de la population mais que l’on n’a pas su repérer quelques-uns des milliardaires, le salaire moyen calculé sur la catégorie « non milliardaire » sera un peu rehaussé. Cette légère modification ne saurait remettre en cause un constat fondé sur la comparaison des revenus moyens.

Enfin, la qualité de l’information sur les mandats locaux et sur les diplômes universitaires a été discutée dans le texte.

Annexe 2. Le modèle et son estimation

On identifie un député sortant par le couple (i,j), où i désigne le député en tant que personne physique et j le nombre de mandats qu’il a effectués consécutivement depuis sa première élection. On note Y*i,j la propension inobservable du député i à effectuer un j + 1e mandat consécutif, c’est-à-dire à être réélu.

À la fin de son je mandat, le député i est décrit par des caractéristiques observables et inobservables. Deux vecteurs constituent les caractéristiques observables. Le vecteur X1i,j désigne le contexte dans lequel les prochaines élections se déroulent pour le député sortant (i,j). Le vecteur X2i,j contient des informations sociographiques sur le député au moment de sa j + 1e candidature. L’hétérogénéité inobservable est résumée par une variable aléatoire ui,j. Elle contient les caractéristiques qui influencent sans doute la probabilité de réélection, mais dont on ne dispose pas dans le fichier (profession des parents, fortune, appartenance à la franc-maçonnerie…) ou qui ne peuvent être que difficilement mesurées (éloquence, entregent…). De manière classique, on supposera que, conditionnellement aux caractéristiques observables, cette variable aléatoire est d’espérance nulle. Les interactions temporelles de l’hétérogénéité inobservable, mais aussi entre les députés, conduisent naturellement à supposer que les ui,j sont corrélés en i et en j.

On émet l’hypothèse que ces grandeurs sont reliées par :

Y*i,j = X'1i,jα+ X'2i,jβ+ ui,j

où α et β sont des vecteurs de paramètres inconnus à estimer. Le député sortant (i,j) sera réélu si on a Y*i,j > 0. D’un point de vue statistique, l’étude se résume à la question : a-t-on β= 0 ? Si oui, les caractéristiques personnelles du député ne jouent aucun rôle. Il convient donc d’estimer β.

Si les ui,j n’étaient pas corrélés entre eux, on se trouverait face à un simple modèle probit ou logit. Les difficultés techniques liées à cette corrélation sont de deux ordres. Il faut :

— qualifier ou spécifier cette corrélation,

— estimer les paramètres dans le cadre de la spécification précédente.

En théorie, si l’on parvient à résoudre la première difficulté, on peut recourir à des méthodes d’estimation telles que la « méthode des moments simulés » ou du « score simulé ». Si la spécification de la matrice de variance-covariance des ui,j est correcte, ces techniques sont optimales. En revanche, si la spécification est mauvaise, elles peuvent conduire à des estimations biaisées. Pour se prémunir contre ce fort risque de biais, on peut accepter de perdre en optimalité pour gagner en robustesse. Les paramètres sont alors estimés par la méthode des moments conditionnels et leur variance par la technique du bootstrap67. Pour un historien, un sociologue ou un statisticien qui connaît les principes généraux de la régression logistique, la contrepartie empirique de ces techniques est relativement simple à envisager. Nous prendrons l’exemple de l’estimation des paramètres du modèle de la iiie République.

Selon notre définition du champ de l’étude, nous retenons, pour la iiie République, 3 791 députés et les 7 800 mandats effectués par ces derniers. On sélectionne, avec remise, 3 791 députés et les mandats associés. Sur ce corpus, on estime les paramètres d’une régression logistique vérifiant le modèle précédent. On ne tient alors plus compte du lien entre les différents mandats effectués par un même député. Un député interviendra autant de fois dans les calculs que le hasard, avec remise, l’aura sélectionné dans l’échantillon. On répète l’opération un très grand nombre de fois, 10 000 dans notre cas. On dispose ainsi de 10 000 estimations pour chaque paramètre. Les résultats présentés correspondent à la moyenne de ces 10 000 estimations. Les statistiques de test sont calculées à partir de la variance de ces 10 000 estimations. Cette opération de réplication d’échantillon est qualifiée de bootstrap. Son intérêt principal est justement qu’elle évite de spécifier la matrice de variance-covariance des ui,j, alors que les résultats, quant à eux, tiennent compte de cette matrice. L’interprétation des résultats est la même que pour une régression logistique classique.

Au total, les présupposés implicites ou explicites du modèle, constituant autant de limites pour son interprétation, sont doubles :

— on fait l’hypothèse qu’un député en place, qui n’est pas parvenu à se faire élire au Sénat, cherchera avant tout à se faire réélire dans la législature suivante ;

— si tel n’est pas le cas, on considère alors que le faible nombre de députés qui décident de ne pas se représenter n’est pas de nature à remettre en cause une estimation qui ne distingue pas en compte cette sous-population particulière.

Annexe 3. La codification des professions selon le libellé donné par la source

Note de lecture : La codification a été effectuée pour les libellés de tous les députés depuis 1848, indépendamment du régime politique sous lequel ils ont siégé. Les effectifs des libellés sont donnés à titre indicatif et ne reflètent pas les effectifs réels des professions concernées. Par exemple, on dénombre 10 députés pour lesquels le libellé exact de la profession est « directeur de journal ». Le nombre de directeurs de journaux est en fait supérieur, car parfois, dans le libellé exact, apparaît le nom du journal. Toutes ces possibilités à très faibles effectifs ne sont pas reprises ici, mais elles sont intégrées dans l’effectif total de la catégorie « journaliste ».

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Notes

1 Marrel, G. & Payre, R., 2005.

2 Coenen-Huther, J., 2004, p. 10.

3 Sawicki, F., 1999.

4 L.-A. Prévost-Paradol, en 1868, affirme déjà que pour être député, il faut soit être au gouvernement, soit être « rouge », soit posséder une grande terre.

5 Avec des études de la stabilité du personnel parlementaire sous la iiie République (Dogan, M., 1953) ou encore sur les candidats et les élus des élections législatives de 1951 (Dogan, M., 1955).

6 Avant qu’en 1973, par exemple, Roland Cayrol, Jean-Luc Parodi et Colette Ysmal ne présentent les résultats d’une enquête très détaillée administrée aux députés élus en 1968 (Cayrol, R. & al., 1973).

7 Sawicki, F., 1999, p. 136.

8 Marrel, G., 2002.

9 Phélippeau, É, 2002.

10 Schumpeter, J.-A., 1951, p. 388.

11 Voir en particulier la synthèse proposée par M. Offerlé, 1999.

12 Weber, M., 1919.

13 Déloye, Y., 1997.

14 Voir en particulier sur les ministres J. Estèbe, 1982, sur les maires M. Agulhon & L. Girard, 1986 ou sur les parlementaires J.-M. Mayeur & al. (dir.), 2003.

15 C. Lemercier, 2005, étudie ainsi les carrières des membres des institutions consulaires parisiennes au xixe siècle en ayant recours à l’optimal matching analysis. G. Marrel, 2002, mobilise, pour sa part, les biographies de 219 maires afin d’éclairer la problématique du cumul des mandats.

16 Lollivier, S., 2006.

17 On ne développera pas ici la théorie de ces modèles, qui sont succinctement présentés en annexes.

18 Par exemple, on fait l’hypothèse que le gain éventuel, en termes de réélection, que retire un député d’un mandat local sera le même que le député soit Udf, Ump ou socialiste.

19 Voir par exemple D. Gaxie, 1980.

20 Dogan, M., 2003.

21 Déloye, Y., 1997.

22 À propos de l’ouvrage de O. Marchand & C. Thélot, 1991 : voir A. Desrosières, 1992.

23 On considère ici que le titulaire du mandat est élu directement au Sénat si l’élection intervient avant le 31 décembre de la dernière année de la législature considérée.

24 On notera la distinction entre député sortant et député. Un député sortant est un député considéré à un moment particulier de sa carrière.

25 M. Dogan, 2003 indique que sous la iiieRépublique, 750 députés ont terminé leur carrière après avoir renoncé à se présenter. Les 11 103 mandats, 646 se sont terminés par la fin du régime, 783 par un décès et 594 par une élection au Sénat. En considérant qu’un député ne renonce qu’une fois à se présenter, on obtient donc un taux de renoncement de 750/(11 103 – 646 – 783 – 594)*100 = 8,2 %, soit 91,8 % de députés qui se représentent.

26 Suite à la ratification de la convention de paix par l’Assemblée à Bordeaux, le 1er mars 1871, les députés de la Moselle, du Haut-Rhin et du Bas-Rhin ont démissionné collectivement. La plupart ont ainsi terminé leur carrière politique, mais certains ont été réélus aux élections complémentaires de juillet 1871.

27 La prise en compte de l’ensemble des modifications territoriales de la France coloniale aurait demandé une étude spécifique. On peut se référer à l’article de N. Schmidt, 2003, pour une description de la carrière des parlementaires coloniaux.

28 Les femmes ne sont pas éligibles sous la iiie République. Elles ont donc été exclues pour des raisons de comparabilité intertemporelle. La pratique statistique aurait permis de faire apparaître dans le modèle une variable indicatrice du sexe. Au-delà de l’analyse du coefficient de cette variable, l’hypothèse sous-jacente aurait alors été que les effets de l’âge, de la profession, de l’expérience… sont les mêmes pour les hommes que pour les femmes. Nous n’avons pas voulu émettre cette hypothèse et nous réservons l’analyse détaillée des déterminants de la carrière des femmes pour une étude spécifique.

29 La primauté accordée par la Constitution de la ve République à l’exécutif a multiplié les cas de ministres n’étant pas députés, mais qui le deviennent par la suite. On en dénombre 36 depuis 1958, contre 12 pour l’ensemble de la iiie République.

30 Méthodologie reprise en partie dans son étude de la longévité des carrières politiques en 2003. Voir M. Dogan, 1953, 2003.

31 Par exemple : H. Bienen & N. van de Walle, 1992.

32 Cette distinction ne semble toutefois pas avoir été appliquée de manière systématique dans la suite de l’article. Dogan, M., 2003.

33 De manière symétrique, il existe une censure à gauche. Pour la iiie République, par exemple, nous ne considérons que les mandats effectués sous ce régime. Certains députés ont pourtant commencé leur carrière dans un régime précédent. Leur longévité est donc censurée à gauche. C’est pour cela, notamment, que ces députés ont été exclus du champ de l’étude.

34 En revanche, la baisse sensible en 1876 du nombre de sièges à pourvoir ne peut pas être immédiatement convoquée comme explication du faible taux de réélection. Un grand nombre de députés ayant été élus le 30 janvier 1876 au Sénat, ils ne sont pas considérés comme députés sortants le 20 février 1876, au moment des élections législatives (cf. Tableau 1).

35 Autres que le député sortant considéré, afin d’éviter les effets d’hystérésis. Cf. Annexe 1 pour la codification des groupes politiques.

36 Néant, H., 1991.

37 Il faudrait estimer autant de modèles pour un régime donné que de modes de scrutin différents utilisés pendant ce régime.

38 Néant, H., 1991.

39 Dans ce tableau, on considère deux députés de la ve République ayant exactement les mêmes caractéristiques, mais le premier étant conseiller général et pas le second. Il y a 72 % = (100* (1,72 ­– 1)) de chances de plus que l’événement : « le premier est réélu et pas le second » se réalise, plutôt que l’évènement « le premier n’est pas réélu alors que le second est réélu ».

40 Le coefficient est obtenu ici à partir d’un calcul faisant intervenir une exponentielle. On doit donc se garder d’interpréter le passage de sa valeur de 4,17 pour la iiie République à 108 comme un accroissement extrêmement spectaculaire du rôle de l’étiquette politique.

41 Dans ce tableau, on dénombre sous la iiie République 1 902 députés sortants ayant déjà effectué exactement 2 mandats, dont 1 298 ont été suivis d’un troisième mandat.

42 Pour la iiie République, 47 % des députés n’ont siégé qu’une seule fois ; ils ont été maire ou conseiller général dans 56,3 % des cas. On admet qu’ils sont d’abord élus locaux. Quand ils ont siégé au moins deux fois, cette proportion est de 70,5 %. On admet qu’il s’agit d’un maximum. La proportion des députés devenant élu local après la première élection peut donc être estimée par 100*(0,705 – 0,563)*(1 – 0,47) = 7,6 %. On mène les mêmes calculs pour les autres républiques. Ces estimations sont compatibles avec les résultats présentés par R. Cayrol, J.-L. Parodi & C. Ysmal, 1973, pour la législature élue en 1968 ou encore par M. Dogan, 1961, pour les iiie et ive Républiques.

43 Marrel, G., 2002.

44 De maire ou de conseiller général. On dispose d’informations sur les conseillers régionaux, mais elles sont trop peu fiables pour faire l’objet d’une étude approfondie.

45 On considère deux députés sous la iiie République, le premier étant seulement conseiller général, le second n’étant ni maire ni conseiller général. Les deux députés ont par ailleurs les mêmes caractéristiques : même âge, même expérience politique. Soit p1 la probabilité de l’événement « le premier est réélu mais pas le second », et p2 la probabilité de l’événement « le premier n’est pas réélu alors que le second l’est ». Le rapport de chances relatif est p1/p2. Quand il est supérieur à 1, cela signifie que l’événement « le premier est réélu mais pas le second » est plus probable que l’événement « le premier n’est pas réélu alors que le second l’est ». Les individus ayant les mêmes caractéristiques, sauf en ce qui concerne la détention d’un mandat de conseiller général, la différence par rapport à 1 est imputable au fait de détenir ou non ce mandat. Le rapport de chances est qualifié de relatif, car on ne connaît que la quantité p1/p2 et non pas p1 ou p2 isolément.

46 Birnbaum, P., 1977.

47 Halévy, D., 1930.

48 Birnbaum, P., 1977.

49 85 préfets et 358 sous-préfets et secrétaires généraux furent révoqués dès décembre 1877. Le Conseil d’État fut profondément remanié en 1879 et 1 763 magistrats du parquet sur 2 148 furent remplacés de 1877 à 1882. Cf. J.-M. Mayeur, 1984.

50 Charles de Freycinet (1828-1923), polytechnicien, ingénieur des Mines, fut quatre fois président du Conseil entre 1879 et 1892.

51 Estèbe, J., 1982, p. 16.

52 Le Béguec, G., 2003.

53 Dogan, M., 1953.

54 On retrouve ainsi, à l’unité près, le même nombre d’énarques que G. Le Béguec, 1998 pour la période 1956-1973.

55 Le Béguec, G., 1998.

56 Goguel, F., 1969.

57 Siegfried, A., 1913.

58 Goguel, F., 1983.

59 Un quart des départements ont un taux brut de réélection inférieur à 50 % et un autre quart supérieur à 66 %, soit un intervalle interquartile de 16 %.

60 Quellien, J., 2003.

61 Cité par S. Guillaume & B. Lachaise, 2003, p. 67.

62 « En partageant le sentiment, honorable pour l'Assemblée actuelle, qui est la base de cette opinion, je crois exprimer le vôtre en disant que nous n'avons ni le droit, ni la présomption de penser qu'une nation de vingt-cinq millions d'hommes, libre et éclairée, est réduite à l'impuissance de trouver facilement 720 défenseurs qui nous vaillent ». Robespierre, « Discours sur la réélection des membres de l'Assemblée nationale prononcé devant l'Assemblée nationale le 16 mai 1791 ».

63 Chevallier, J.-J., 1952, p. ix.

64 Portelli, H., 1987, p. 8.

65 Il s’agit du champ couvert au moment où nous avons eu accès aux données. Le fichier a depuis été étendu aux assemblées de la Révolution.

66 A. Bomier-Landowski, 1951, sur la période 1871-1940 ; H. Néant, 1991, sur la période 1919-1993 et J. Guifan, 1967 sur la période 1789-1962.

67 Pour les justifications théoriques, on pourra se référer à S. Lollivier, 2006.

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Table des illustrations

Titre Tableau 1. Création du champ des députés sortants
Légende Source. Pour le nombre de sièges à pourvoir, cf. J.-L. Pezant & al., 1997.
URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-1.png
Fichier image/png, 509k
Titre Graphique 1. Législatures depuis 1871 par ordre décroissant de taux brut de réélection (en %) des députés sortants
Légende Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.
URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 308k
Titre Tableau 2. Taux brut de réélection des députés sortants
Légende Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.
URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 472k
Titre Tableau 3. Modélisation logistique de la probabilité d’être réélu
Légende Lecture : cf. notes 39 et 45. ns = non significativement différent de 0 au seuil de 10 %. ref = modalité de référence.
URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-4.jpg
Fichier image/jpeg, 540k
Titre Graphique 2. Taux brut de réélection des députés sortants par régime, âge et nombre de mandats déjà effectués
Légende Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.
URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-5.jpg
Fichier image/jpeg, 212k
Titre Graphique 3. Proportion de députés ayant un mandat local par législature depuis 1871
Légende Source. Assemblée nationale. Traitement : V. Loonis.
URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-6.jpg
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URL http://histoiremesure.revues.org/docannexe/image/1547/img-7.jpg
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Pour citer cet article

Référence électronique

Vincent Loonis, « Les déterminants de la réélection des députés français de 1871 à 2002 », Histoire & mesure [En ligne], XXI - 1 | 2006, mis en ligne le 01 juin 2009, consulté le 25 mai 2016. URL : http://histoiremesure.revues.org/1547

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Auteur

Vincent Loonis

CREST-INSEE, Laboratoire de Sociologie Quantitative (LSQ), Timbre J350, 3, avenue Pierre Larousse, 92 240 - Malakoff

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