Introduction [1]
1La question de la légitimité de l’intégration européenne s’est posée en des termes renouvelés à partir de 1992, à la suite du débat ouvert, à la fois, par le résultat négatif du premier référendum danois relatif à la ratification du traité de Maastricht et par le score serré de la réponse positive apportée par les électeurs français qui a suivi. Avec le traité de Maastricht, la Communauté européenne se muait en Union européenne (ue), passant de la forme classique d’une agence purement intergouvernementale à celle d’un « objet politique non identifié » selon l’expression consacrée de Jacques Delors (Quermonne, 2001, p. 25). Du côté des citoyens européens, la majorité de la littérature s’accorde sur une lecture commune de l’évolution de leurs attitudes [2]. Le large consensus en faveur du processus d’intégration, qui aurait prévalu des années 1950 jusqu’au début des années 1990, aurait été remplacé au début des années 1990 par une période de remise en question du projet d’intégration européenne. Plus récemment, le double « non » exprimé en 2005 à l’occasion de la ratification du « Traité établissant une Constitution pour l’Europe (tce) » par les peuples français et néerlandais, suivi du rejet par l’Irlande du Traité de Lisbonne, a également contribué à alimenter les discussions sur la légitimité du projet européen et, en particulier, sa relation aux citoyens. Les résultats négatifs de ces référendums ont en effet été interprétés comme révélateurs d’un rejet de la construction européenne de la part d’une grande partie des citoyens européens. C’est dans ce contexte que la « légitimité européenne » a été mise à l’agenda scientifique, sous l’angle, à la fois, de la théorie politique normative et de celui de la recherche empirique. Cet article se rattache à ce dernier ensemble de travaux qui l’abordent par l’étude des attitudes des citoyens à l’égard de l’intégration européenne [3].
2Empiriquement, l’histoire commune généralement contée par les Européanistes les a amenés à porter une attention particulière aux attitudes de soutien, puis de rejet, des citoyens envers l’intégration européenne. Si les études des attitudes des citoyens portaient jusqu’alors principalement sur les déterminants du soutien des citoyens à l’Union européenne, elles s’intéressent plus récemment, à partir du début des années 2000, aux logiques de rejet de l’intégration européenne (Belot & Cautrès, 2008 ; Belot, 2010). Le concept d’« euroscepticisme » participe ainsi d’une réflexion où les résistances à l’intégration européenne sont désormais envisagées dans les études de science politique consacrées à l’ue. Le paradigme eastonien, basé sur la notion de soutien, qu’il soit diffus ou explicite, sert de cadre d’analyse dans les deux cas (Easton, 1965 ; 1975). La catégorie étudiée passe simplement de « l’appartenance à l’ue est une bonne chose » à « l’appartenance à l’ue est une mauvaise chose » [4]. L’utilisation de l’indicateur de soutien net – la différence entre réponses positives et négatives aux questions classiques – a permis ici de faire empiriquement la jonction entre les deux analyses, et donc entre les deux périodes.
3Sur le plan théorique, les études européennes ont donné lieu à plusieurs tentatives de re-théoriser le processus d’intégration européenne et, par extension, de le légitimer [5]. Liesbet Hooghe et Gary Marks développent la théorie postfonctionnaliste, qui soutient qu’on serait passé d’une situation où prévalait le modèle du « consensus permissif » (Lindberg & Scheingold, 1970), à une période marquée par celui du « dissensus contraignant » (Hooghe & Marks, 2008). La théorie qu’ils développent repose sur le postulat que la visibilité accrue de l’Europe aurait entraîné une polarisation des opinions à l’égard de l’intégration : l’ensemble des débats sur les traités de Maastricht, en passant par Amsterdam en 1997, Nice en 2003 et le Traité constitutionnel en 2005, aurait contribué à politiser l’espace européen et, dans le même temps, à faire monter les inquiétudes face au processus en cours. Les résistances au processus d’intégration, si elles ont toujours existé, se seraient institutionnalisées. Les deux auteurs soulignent que « le changement décisif est que les élites ont dû faire de la place à un public plus eurosceptique [6] » [Traduction] (Hooghe & Marks, 2008, p. 9). L’hypothèse centrale sous-jacente à la théorie postfonctionnaliste, qui est communément admise, est qu’au consensus mou des citoyens se serait substituée une opinion publique plus polarisée sur les enjeux entourant le processus d’intégration européenne, et marquée par une augmentation des opinions défavorables à l’intégration (Belot, 2010). En d’autres termes, l’approfondissement du processus d’intégration et la politisation des enjeux européens qui l’accompagne auraient généré une polarisation des opinions, qui contraindrait désormais les gouvernants européens à tenir compte de l’avis des populations, y compris des catégories dites « eurosceptiques ».
4Dans ce texte, nous voudrions précisément remettre en question cette lecture dominante basée sur la rupture du « consensus permissif ». En effet, malgré l’idée très répandue de la rupture du « consensus permissif » et d’une plus forte polarisation des attitudes à l’égard de l’intégration européenne qui en découle, peu d’études systématiques permettent effectivement d’attester de la pertinence du modèle du « dissensus contraignant » lorsque la question des attitudes des citoyens ordinaires est considérée. L’essentiel des recherches récentes, portant sur le changement d’opinion au niveau agrégé, s’est focalisé sur les tendances centrales que sont le soutien moyen ou le soutien net. En partant de ces travaux et de l’opérationnalisation classique qu’ils proposent, la première partie de ce texte offre une première remise en cause de la rupture du consensus permissif définie comme une chute dans le soutien moyen opérée par la relecture des données de sondage. On est ainsi amenée à reconsidérer la périodisation communément admise des attitudes des citoyens à l’égard du processus d’intégration européenne qui distingue un avant et un après Maastricht. Cette première partie constitue une première étape de relativisation de la rupture du « consensus permissif » définie en termes de moyenne.
5La remise en cause de la pertinence d’une lecture basée sur le diptyque « rupture du consensus permissif et montée de l’euroscepticisme » se poursuit par l’examen de la question de la polarisation des opinions. On revient d’abord sur la définition même de ce qu’on entend par polarisation des opinions, et on souligne en quoi celle-ci se distingue, analytiquement et empiriquement, d’une chute du soutien moyen. Pour aborder la thèse du « dissensus contraignant », on est ensuite conduite à s’interroger sur les mesures de la polarisation des opinions. L’article croise ici des questionnements théoriques, empiriques et méthodologiques pour mettre en exergue l’indifférence et l’indécision croissantes des citoyens ordinaires à l’égard du processus d’intégration européenne depuis les années 1990. Le consensus permissif qui a prévalu dans les années 1970 n’a pas disparu, même s’il a probablement changé de nature. Loin d’être devenus majoritairement plus eurosceptiques, les citoyens sont à présent principalement, et avant tout, plus ambivalents et indifférents face à l’intégration européenne. En conclusion, on s’interrogera sur les implications d’une telle évolution pour la légitimité démocratique de la construction européenne puisque l’indifférence et l’indécision n’ont pas les mêmes implications pour la poursuite du processus d’intégration européenne que l’euroscepticisme. L’article insiste donc sur la nécessité d’incorporer la notion et le rôle de l’indifférence et de l’indécision à toute réflexion portant sur la légitimité du processus d’intégration européenne.
La fin du « consensus permissif » ?
6Cette première partie propose une analyse longitudinale de la distribution des attitudes des citoyens « ordinaires » au cours des quarante dernières années, en ayant recours à la construction d’un index de soutien. En présentant tout d’abord une analyse en termes de soutien moyen, l’objectif est double. Il s’agit, d’une part, de valider l’index construit et de présenter, sur cette base, une lecture des données existantes, qui rejoint l’analyse classique en ce qu’elle permet de valider la thèse de la rupture du « consensus permissif », pour les pays où le « consensus permissif » existait. Il s’agit, d’autre part, d’interroger cette lecture de l’histoire des attitudes des citoyens à l’égard de l’intégration européenne par la construction d’une périodisation alternative amenant à relativiser la rupture du « consensus permissif ». Cette sous-partie opère donc a posteriori un retour sur les données de sondage existantes pour en proposer une analyse dans le temps long qui diffère de l’histoire communément acceptée et contée par les européanistes. En conclusion, elle amène à nuancer la thèse de la rupture du « consensus permissif ». Sur les huit pays considérés, seuls les cas belge, français et allemand présentent un soutien moyen significativement inférieur dans la période post-Maastricht lorsqu’on le compare au soutien moyen enregistré dans les années 1970.
Données
7Dans le cadre de cet article, le fichier de variables « Mannheimer Eurobarometer Trend File 1970-2002 » sera utilisé. Son avantage est de proposer des données antérieures à 1990 [7], et de remédier ainsi aux difficultés soulevées par les séries qui commencent après cette date, alors que le soutien à l’intégration a évolué dans la direction opposée aux prédictions des travaux existants. L’absence des données les plus récentes dans le fichier ne porte pas à conséquence, dans la mesure où il s’agit d’évaluer l’adéquation d’une lecture de l’histoire de l’intégration européenne en termes de rupture du « consensus permissif » et de passage au « dissensus contraignant », au sein de laquelle les événements qui ont entouré la signature du traité de Maastricht joueraient un rôle pivot important. Huit pays figureront au sein de nos analyses : les cinq États fondateurs de la cee [8] (Belgique, France, Allemagne [de l’Ouest] [9], Italie et Pays-Bas) ainsi que les trois États membres entrés dans les années 1970 (Danemark, Irlande et Grande-Bretagne). Pour l’ensemble de ces pays, les données eurobaromètres sont disponibles depuis 1973. En vue de réaliser nos analyses longitudinales, on utilise un index d’attitudes construit à partir de deux questions trends, classiquement utilisées. Ces deux questions sont les suivantes :
- D’une façon générale, pensez-vous que le fait pour [votre pays] de faire partie de l’Union européenne est : “une bonne chose”, “une chose ni bonne ni mauvaise” ou “une mauvaise chose” ? »
- Si l’on annonçait demain que l’Union européenne est abandonnée, éprouveriez-vous de grands regrets, de l’indifférence ou un vif soulagement ? »
8Le recours à cet index d’attitudes offre plusieurs avantages non négligeables pour l’analyse. Tout d’abord, ces deux questions sont présentes de 1973, date des premières séries régulières d’Eurobaromètres, à 2002 dans leur formulation actuelle, garantissant de ce fait la continuité de la comparabilité. Ensuite, elles présentent toutes deux une catégorie neutre, indécise ou indifférente. Notre construction particulière de cet index amène à considérer une catégorie de citoyens qui se caractérisent à la fois par un sentiment d’indifférence et une position ambivalente quant à l’appartenance de leur pays à l’Union [11]. Par ailleurs, cette catégorie est fondamentale dans l’étude de la (non-)polarisation des opinions et de son évolution. En effet, un indicateur binaire ne permettrait pas de rendre compte d’une tendance à la polarisation, puisqu’une baisse d’une catégorie se ferait systématiquement au profit de l’autre catégorie. Enfin, le recours combiné à ces deux questions affine la perception de l’intensité des attitudes, en permettant de distinguer deux degrés d’acceptation ou d’opposition, ainsi que d’évaluer la robustesse de l’attitude neutre. En effet, cette catégorie a été construite de manière particulièrement exigeante, puisque seuls les individus ne présentant pas d’évaluation manifeste, positive ou négative, ont été inclus dans cette catégorie d’attitudes non-polarisées.
9Le graphique 1 présenté ci-dessous détaille l’évolution des indicateurs classiques de soutien et du soutien net à l’égard de l’intégration européenne entre 1973 et 2002 ainsi que l’évolution de notre index de soutien pour les huit pays considérés [12]. L’indicateur de soutien moyen renvoie à la moyenne des pourcentages de citoyens qui déclarent que « l’appartenance de leur pays à l’Union européenne est une bonne chose ». Le soutien net est calculé en soustrayant les répondants considérant que « l’appartenance de leur pays à l’Union européenne est une mauvaise chose » à ceux déclarant au contraire que « l’appartenance à l’Union européenne est une bonne chose ». Enfin, la courbe d’évolution de notre index représente la somme des pourcentages des catégories « soutien fort » et « soutien modéré ».
Évolution de l’évaluation positive de l’appartenance à l’Union européenne, du soutien net et de l’index de soutien (1973-2002, ue8)
Évolution de l’évaluation positive de l’appartenance à l’Union européenne, du soutien net et de l’index de soutien (1973-2002, ue8)
10L’existence d’un « consensus permissif » des années 1950 aux années 1960, mis en lumière par les travaux de Lindberg et Scheindold, est avérée (Lindberg & Scheingold, 1970). Au début des années 1970, un peu plus de la moitié des citoyens européens des pays originaux soutenaient le processus d’intégration européenne. En 1973 (voir graphique 1), 63,5 % considéraient que l’appartenance de leur pays aux communautés européennes de l’époque était une bonne chose. Mais en 1981, alors que la Grèce rejoint l’Union européenne et à la suite des deux chocs pétroliers de 1974 et 1981, le niveau de soutien moyen n’est plus que de 52,5 %. Le soutien moyen a par la suite augmenté de manière marquée jusqu’au début des années 1990. Ces observations étaient prédites par les modèles économiques et la théorie fonctionnaliste de l’intégration européenne. Ces approches postulaient en effet qu’à mesure que les économies européennes et les échanges se renforceraient, le soutien à l’intégration augmenterait. C’est dans cette perspective que le point haut atteint par le soutien à l’intégration à la fin des années 1980 a été interprété (Eichenberg & Dalton, 2007). Au début de l’année 1991, le soutien moyen à l’intégration avait augmenté de 20 % par rapport à la moyenne observée avant l’adoption de l’Acte unique européen, passant de 52,5 en 1981 à 72 % en 1991. Pour ce qui est de la ratification du traité de Maastricht, si l’on compare le soutien des citoyens entre 1991 et 1993, soit précisément juste avant et juste après les événements de Maastricht, on ne peut que souligner l’existence d’un déclin du consensus des citoyens, défini en termes de soutien moyen. La moyenne européenne, pour les huit pays originaux analysés, chute de 72 % à 61,5 %. Il en va sensiblement de même si l’on considère l’indicateur de soutien net puisque celui-ci passe de 64 % en 1991 à 48 % en 1993. La fin du modèle du « consensus permissif » est ainsi largement proclamée (Niedermayer & Sinnott, 1995 ; Franklin, Marsch & McLaren, 1994).
11Plus particulièrement, on voit que l’index de soutien construit suit une évolution quasiment identique à celle des indicateurs de soutiens moyen et net généralement utilisés. Cela permet de le valider comme indicateur de soutien. Enfin, les tendances observées pour les trois indicateurs permettent de conter l’histoire communément acceptée de la rupture du « consensus permissif ».
La rupture du « consensus permissif » : une analyse en terme de soutien moyen
12Pour identifier systématiquement les changements dans le temps de la distribution des attitudes envers l’intégration européenne, la moyenne du nouvel indicateur de soutien a été calculée pour chaque année et pour chaque pays [13]. Les valeurs codées vont de – 2, pour la modalité d’opposition forte, à 2, pour celle du soutien fort. Par conséquent, la moyenne oscille entre – 2 et 2. Le graphique 2 présente l’évolution des moyennes de cet index de soutien à l’intégration européenne entre 1973 et 2002. La moyenne pour les huit pays considérés dans leur ensemble dévoile une évolution semblable à celle décrite précédemment, chutant de 1,11 en 1991 à 0,53 en 2001. Si la moyenne générale reste positive tout au long de la période considérée, elle recouvre des réalités nationales différentes, soulignant ainsi l’importance de la variable nationale déjà signalée par certaines études (Belot & Cautrès, 2008). Ainsi, en 1973, alors que la moyenne allemande culmine à 1,35, celle de la Grande-Bretagne est à peine de – 0,31.
13Afin de systématiser l’étude de l’évolution de la moyenne au cours du temps, une analyse de régression linéaire (ols regresssion) a été conduite pour chacun des huit pays concernés et pour l’ensemble des huit pays au niveau agrégé. Cette analyse permet d’observer les changements annuels moyens. Le modèle, emprunté à Down et Wilson, permet de comparer le changement dans la distribution, ainsi que le changement annuel moyen dans la distribution des données distinguées entre l’avant- et l’après- traité de Maastricht (Down & Wilson, 2008, p. 33). Logiquement, l’analyse de régression menée contraint donc les données en vue de tester spécifiquement la thèse d’une rupture du consensus permissif suite aux événements de Maastricht [14]. En proposant une variable dépendante sensiblement différente de celle utilisée dans le modèle original de Down et Wilson, on offre des analyses complémentaires aux leurs. L’équation reprise ci-dessous a été estimée pour chaque pays par une analyse de régression linéaire avec la moyenne pour variable dépendante :
15La variable « Année » est une variable trend codée comme l’année analysée moins 1970. La variable « Maastricht » est une variable dummy codée « 0 » pour chaque année antérieure à 1992 et « 1 » pour toute année postérieure à 1991. Réalisant cela, on contraint donc bien les données en vue de tester l’hypothèse d’une rupture dans l’évolution des attitudes à la suite des événements de Maastricht [15]. La variable « Année x Maastricht » est une variable d’interaction entre les deux précédentes. Plus précisément, le coefficient ?1 correspond au changement moyen annuel de la variable dépendante avant les événements de Maastricht. Un coefficient positif correspond à une pente positive et, donc, à une augmentation du soutien moyen. À l’inverse, un coefficient négatif correspond à une pente négative et, ainsi, à un déclin de la variable dépendante. Le coefficient de la variable d’interaction ?3 représente la différence entre les pentes avant et après Maastricht. Par conséquent, la pente de la courbe post-Maastricht est égale à la somme de ?1 et ?3. L’interprétation du coefficient ?2 n’est pas utile à nos analyses [16].
16Si l’on se réfère au tableau 1, dans l’ère pré-Maastricht, le niveau moyen de soutien (?1) augmente annuellement de manière significative dans quatre pays, l’Italie, le Danemark, l’Irlande et la Grande-Bretagne, alors que dans les autres pays et pour les huit pays pris dans leur ensemble, on n’observe pas de changement significatif. Dans l’ère post-Maastricht (?1 + ?3), les analyses révèlent un déclin significatif du niveau moyen de soutien en France, aux Pays-Bas, en Italie, en Grande-Bretagne et pour l’ensemble des pays considérés au niveau agrégé. Ces analyses soutiennent donc en grande partie la thèse de la rupture du « consensus permissif », et corroborent ainsi les résultats obtenus par des analyses antérieures indiquant que le niveau de soutien moyen était inférieur dans les années 1990 à ce qu’il était au cours de la période précédente (Down & Wilson, 2008 ; Eichenberg & Dalton, 2007).
Analyse des moyennes de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973-2002, ue8)
Analyse des moyennes de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973-2002, ue8)
Une pièce en trois actes ?
17Mais ces analyses se basent sur le scénario classique présenté précédemment, qui distingue une période pré- et post- Maastricht. Si l’on observe les données dans le temps long, on est pourtant amenée à reconsidérer l’ampleur de la rupture du consensus permissif. Un retour aux graphiques 1 et 2 permet de visualiser que le niveau de soutien observé à la sortie du processus de ratification du traité de Maastricht ne diffère que faiblement de celui enregistré au début des années 1980. On propose donc d’opérer un autre découpage du temps, et de séquencer l’analyse en trois périodes recouvrant schématiquement les trois dernières décennies de notre fichier de données à savoir de 1973 à 1981, de 1982 à 1991 et de 1992 à 2002. Ce nouveau découpage du temps permet de contraindre les données autrement en vue de tester différemment l’hypothèse d’une rupture du « consensus permissif ». Il s’agit ici de voir si la situation qui prévalait dans les années 1970, période à laquelle le modèle du « consensus permissif » a été développé, est différente de celle observée dans la période qui suit les événements de Maastricht et qui est supposée avoir marqué la fin de ce modèle.
18Dans le tableau 2 repris ci-dessous, nous reportons la moyenne des moyennes pour chaque période comparée, ainsi que la valeur de la différence observée entre les périodes et la significativité du F-Test opéré. Afin de faciliter la lecture des résultats présentés, les valeurs de la différence de moyennes qui présentent une baisse significative (F-Test) de la moyenne des moyennes entre les deux périodes étudiées ont été soulignées.
19Si on compare la première période à la deuxième, on ne note aucun changement significatif en termes de niveau de soutien moyen. La comparaison des deuxième et troisième périodes, juste avant et juste après Maastricht, indique un déclin significatif du niveau de soutien moyen en Allemagne (– 0,25), en Belgique (– 0,25), en France (– 0,40) et aux Pays-Bas (– 0,23), comme cela a été largement souligné par la littérature et par notre précédente analyse de régression. À l’inverse, une augmentation significative du niveau moyen de soutien est à noter au Danemark (+ 0,31) et en Irlande (+ 0,46). Aucun changement significatif n’a été enregistré en Italie et en Grande-Bretagne. Ainsi, si le déclin dans le niveau moyen est également significatif pour les données agrégées des huit pays (– 0,17), seule la moitié de ces pays présente effectivement un déclin marqué entre le niveau moyen de soutien dans la décennie précédent les événements de Maastricht et celle qui les suit. Enfin, la comparaison de la première période, précisément la plus proche des origines du modèle du « consensus permissif », et de la troisième période, post-Maastricht, montre que la majorité des pays étudiés (5 pays sur 8) présentent un niveau moyen de soutien qui n’est pas significativement inférieur à celui observé au cours des années 1970, puisque c’est seulement en Allemagne (– 0,32), en Belgique (– 0,23) et en France (– 0,33) que la différence observée entre les deux périodes est négative et significative. À l’inverse, à nouveau, le Danemark (+ 0,55) et l’Irlande (+ 0,63) présentent une moyenne significativement supérieure pour la période post-Maastricht en comparaison avec la période dite du « consensus permissif ». Ainsi, s’il était pertinent de parler d’un « consensus permissif » dans les années 1970, ce consensus, défini en termes de niveau de soutien, ne semble pas avoir disparu totalement ensuite, puisqu’une grande majorité de citoyens des huit pays les plus anciens soutiennent toujours le processus en cours. Seuls trois pays, l’Allemagne, la Belgique et la France enregistrent une baisse significative du soutien par rapport à la situation du début des années 1970.
20À titre provisoire, on peut donc conclure que si on ne peut nier l’impact de Maastricht sur le système politique européen, tant au niveau institutionnel qu’au niveau des attitudes des citoyens, cet événement semblerait avoir moins marqué une rupture dans le « consensus permissif » qu’avoir freiné la vague d’enthousiasme qui l’avait précédé. On rejoint aussi les résultats obtenus par Eichenberg et Dalton (Eichenberg & Dalton, 2007). Dans une analyse réalisée pour l’Europe prise dans son ensemble, ces auteurs démontrent une tendance générale à l’augmentation du soutien envers l’intégration européenne avant les événements de Maastricht, un déclin significatif de ce même soutien entre 1991 et 1992, suivi d’une période qui n’est marquée par aucun changement significatif dans l’ère post-Maastricht. Ces auteurs indiquent que si le niveau agrégé de soutien est plus faible dans les années 1990 qu’il ne l’était dans la décennie précédente, il reste cependant à un niveau supérieur dans la majorité des pays à celui observé dans les années 1970 (Eichenberg & Dalton, 2007). De même, cette première analyse confirme également, sur la base d’un autre indicateur, les résultats obtenus par Down et Wilson (Down & Wilson, 2008, p. 34-36). Par ailleurs, dans les cas danois, anglais et irlandais, le « consensus permissif » n’existait pas lors de leur entrée dans l’Union. Pour ces pays, parler d’une rupture du « consensus permissif » n’a dès lors pas lieu d’être. Enfin, la contrainte des données opérées par un découpage en trois périodes correspond donc davantage à l’évolution des tendances observées.
Vers une polarisation des opinions publiques européennes ?
21Au-delà d’une rupture du « consensus permissif » définie comme une chute dans le soutien moyen, une autre acception de la fin du « consensus permissif » est souvent développée dans la littérature. Celle-ci correspond à l’augmentation du désaccord au sein de la population (Di Maggio, Evans & Bryson, 1996). Au cœur de la réflexion sur la politisation du processus d’intégration européenne se trouve la question de la polarisation des opinions (De Wilde, 2011), qui suppose l’augmentation du pourcentage de citoyens dits « eurosceptiques ». Dans cet ordre d’idées, une série de chercheurs insistent ainsi sur les profits très inégaux que les différents segments de la population retirent de l’intégration européenne comme source de conflit et de politisation. Par exemple, Fligstein développe, sondages à l’appui, la thèse de la montée d’un conflit politique entre les bénéficiaires et les perdants de l’intégration européenne dans son ouvrage Euroclash (Fligstein, 2008). L’équipe qui entoure Kriesi envisage plus généralement la problématique de l’émergence d’un clivage lié aux conséquences de la globalisation (Kriesi et al., 2008). La polarisation des attitudes des citoyens comme corollaire de la politisation du processus d’intégration européenne se trouve donc au cœur d’importants débats des études européennes aujourd’hui.
La polarisation des attitudes : une nécessaire clarification conceptuelle et empirique
22Deux aspects semblent devoir être analysés pour comprendre les attitudes des citoyens à l’égard de l’intégration européenne dans le cadre de la thèse de la rupture du « consensus permissif » : d’un côté, le niveau moyen de soutien, signe de la permissivité dont jouissent les élites quant à la poursuite du processus d’intégration que l’on vient d’analyser ; et de l’autre, le degré d’accord ou de désaccord existant, reflétant le consensus ou le dissensus au sein de la population. À l’heure où la polarisation de l’ordre politique européen et, par extension, la montée de l’euroscepticisme sont au cœur de l’attention, une analyse de la dispersion des attitudes est centrale. On peut aisément imaginer que la baisse de soutien constatée dans l’ère post-Maastricht puisse refléter une plus grande division des opinions publiques européennes, comme supposé communément et en particulier par le modèle du « dissensus contraignant ». La diminution du soutien irait alors de pair avec une augmentation de l’opposition, autrement dit de l’euroscepticisme. Dans ce cas, les attitudes seraient en effet plus dispersées, la distribution de l’opinion pouvant aller jusqu’à devenir bimodale, témoignant d’un véritable déclin dans le consensus et, dans le cas le plus extrême, d’une polarisation des opinions européennes. Cette polarisation résulterait concrètement d’un déplacement d’une partie des réponses positives vers les catégories négatives, généralement considérées comme regroupant les citoyens eurosceptiques. À cet égard, on peut douter que pour rendre compte de la polarisation des opinions, le niveau moyen de soutien soit véritablement heuristique. En effet, sa chute peut être accompagnée d’une augmentation, d’une diminution ou même d’une absence de changement, de la dispersion des attitudes. Il faut vérifier que la diminution au sein des catégories de soutien mène à une augmentation des catégories d’opposition, et donc à une polarisation. Le déplacement peut aussi s’opérer au profit de la catégorie neutre, auquel cas, parler d’une polarisation des opinions constitue une erreur.
23Dans cette seconde partie, il va donc s’agir d’étudier de manière plus systématique la distribution des attitudes, à partir de l’étude de leur dispersion.
Les mesures de dispersion comme indicateur de la polarisation des attitudes
24L’utilisation de la moyenne a été largement privilégiée par les européanistes. En effet, à l’exception notable d’un article récent de Down et Wilson (Down & Wilson, 2008) inspiré des travaux de Di Maggio et son équipe sur la polarisation des attitudes des Américains (Di Maggio, Evans & Bryson, 1996), peu d’études traitent directement de la question de la polarisation empiriquement. À la suite de ces travaux, on propose d’utiliser les mesures de distribution et de dispersion classiques que sont la variance et le kurtosis [17]. En répliquant l’analyse proposée par ces auteurs sur un nouvel indicateur et en élargissant les analyses réalisées à la périodisation construite dans le premier temps de l’analyse par l’utilisation de tests de moyenne (F-Test), on démontre en quoi les mesures de dispersion peuvent s’avérer utiles sur le plan méthodologique. L’objet empirique de cet article permet ainsi de documenter l’enjeu méthodologique du recours aux mesures de variance et de kurtosis dans le cadre de l’étude des opinions et attitudes, enjeu qui dépasse les seules études européennes. La pertinence et la validité de ces mesures s’apprécient dans la capacité d’une telle analyse à mieux éclairer la non-polarisation croissante des attitudes à l’égard de l’Union européenne ; cette évolution étant rendue peu lisible par d’autres mesures a été, de fait, tout simplement négligée malgré son importance. La distribution de l’opinion publique face à une question particulière est pourtant bien une mesure de la polarisation, puisque les opinions exprimées sont diverses, différenciées au niveau de leur contenu et relativement équilibrées entre les extrémités du spectre des opinions (Di Maggio, Evans & Bryson, 1996).
25La mesure la plus courante de la dispersion des opinions est la variance [18]. La polarisation est alors définie comme une augmentation de la variance au cours du temps (Down & Wilson, 2008). Plus concrètement, la variance rend compte de la mesure dans laquelle deux individus sélectionnés au hasard ont de probabilité de différer dans les opinions qu’ils expriment. Cette mesure est affectée par la proportion de réponses extrêmes, puisqu’elle représente la somme des écarts à la moyenne. Plus les opinions sont dispersées, voire polarisées dans les cas extrêmes, plus la variance augmente.
26La variance est une bonne mesure de la dispersion, mais elle ne permet pas, en revanche, d’appréhender la forme de la distribution, en particulier sa « pointicité » (Brouard et al., 2009, p. 397). La mesure du kurtosis [19], pour sa part, est elle aussi sensible à la proportion des réponses aux extrêmes, et est capable, dans le même temps, de rendre compte du mouvement de la distribution des réponses du centre vers les deux extrêmes de la distribution et inversement. Là où la variance permet d’analyser la dispersion des attitudes, le kurtosis permet quant à lui d’évaluer le mouvement de, ou vers la bimodalité de la distribution. En effet, la polarisation de l’opinion publique apparaît lorsque les positions différentes à propos d’une question se regroupent dans deux camps distincts, les modalités entre les positions modales restant relativement peu fréquentes. Autrement dit, une distribution très ramassée ou pointue, indiquant un important niveau de consensus et donc une faible polarisation, aura un kurtosis positif. Dans une distribution normale (au sens statistique), le kurtosis est égal à 0. Enfin, si la distribution est plus plate qu’une distribution normale, alors le kurtosis sera négatif et prendra la valeur de – 1,3 en cas de distribution parfaitement plate. Enfin, en cas de distribution purement bimodale, et donc lorsque la population est parfaitement polarisée sur une question particulière, le kurtosis approchera de la valeur – 2. Un cas de bimodalité, soit une valeur du kurtosis situé entre – 1,3 et – 2, jumelée à une variance élevée, représenterait dès lors une situation de polarisation ou de dissensus parfait de l’opinion publique. À l’inverse, en cas de consensus extrême, la variance approcherait alors de zéro et le kurtosis tendrait vers l’infini. La combinaison des mesures de la variance et du kurtosis permet donc de rendre compte de la situation et de l’évolution des attitudes des citoyens à l’égard de l’intégration européenne en termes de distribution et de polarisation. Les exemples de notre index de soutien repris dans le graphique 3 l’illustrent.
27Le cas des Pays-Bas en 1991 présente une variance faible (0,56) et un kurtosis positif élevé (3,72), configuration très proche d’une situation de consensus, alors que le cas danois en 1973 illustre une situation de dissensus alliant une variance importante (2,82) à un kurtosis négatif et inférieur à – 1,3 (– 1,66). La situation de la France en 2002, avec un kurtosis compris entre 0 et – 1,3, représente une distribution caractérisée par une non- polarisation importante des attitudes, la catégorie indifférente et indécise représentant même le mode de la distribution. En vue de convaincre de l’utilité de recourir aux mesures de variance et de kurtosis, on peut souligner le fait que les situations du Danemark en 1973 et de la France en 2002 enregistrent des moyennes peu élevées et relativement proches, respectivement de 0,5 et 0,13. Dans ces deux cas et en recourant uniquement à la mesure de la moyenne, on pourrait conclure respectivement à l’absence et à la rupture du « consensus permissif ». Le Danemark, on le sait, était et reste parmi les pays les plus eurosceptiques, avec la Grande-Bretagne. Cependant, la distribution des attitudes des citoyens français en 2002 et danois en 1973 renvoie à des réalités très différentes puisque dans le premier cas, une grande majorité des attitudes peut être qualifiée de non polarisée, tandis que dans le second, la polarisation des attitudes est manifeste. Dans le cas danois, à cette époque, les débats sur l’adhésion étaient particulièrement intenses, ce qui se reflète dans la mesure de la polarisation des attitudes des citoyens danois particulièrement clivés à cette époque sur la question européenne.
28Pour chaque année et pour chaque pays, la valeur de la variance et du kurtosis a été calculée. Les graphiques 4 et 5 illustrent l’évolution de ces mesures au cours du temps [20]. Comme on l’a fait pour la moyenne, un modèle de régression a aussi été estimé pour chacun des pays et pour les huit pays considérés de manière agrégée. L’équation, pour rappel, est la suivante :
30Si l’on peut facilement admettre que le binôme – élites europhiles versus « consensus permissif » des citoyens, supposé avoir prévalu jusqu’au traité de Maastricht – semble moins pertinent ensuite, on va montrer que la situation post-Maastricht s’avère plus complexe que ne le dit le modèle du dissensus contraignant lorsqu’on utilise les mesures de la variance et du kurtosis. Commençons par la variance.
Évolution et analyse des variances de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973-2002, ue8)
Évolution et analyse des variances de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973-2002, ue8)
Évolution et analyse des variances de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973-2002, ue8)
Évolution et analyse des variances de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973-2002, ue8)
31Dans la période qui a précédé la ratification du traité de Maastricht, six pays sur huit (la Belgique [– 0,01], les Pays-Bas [– 0,01], l’Italie [– 0,01], le Danemark [– 0,02], l’Irlande [– 0,05] et la Grande-Bretagne [– 0,04]) enregistrent une baisse annuelle significative de la variance des attitudes à l’égard de l’intégration européenne pour l’index considéré (?1). En d’autres termes, dans tous les pays, à l’exception de la France et de l’Allemagne, ainsi que pour l’ensemble des pays considérés au niveau agrégé (– 0,02), on assiste à une baisse de la dispersion des opinions entre 1973 et 1991. Ces résultats confirment partiellement la thèse du « consensus permissif » et de sa rupture mais uniquement pour les pays où le « consensus permissif » était de mise au début des années 1970. Dans les cas danois, anglais et irlandais, parler d’une rupture du « consensus permissif » est un non-sens puisque celui-ci n’existait pas au préalable. Cependant, si la chute importante du soutien et l’augmentation de la variance qui l’a accompagnée suite aux événements marquants du début des années 1990 ne peuvent être niées, celles-ci n’ont pas tendu vers l’augmentation du dissensus, en termes d’augmentation de la variance (?1 + ?3), dans la période qui suit Maastricht. En effet, seuls les Pays-Bas (0,04) et l’Italie (0,01) présentent une pente positive et significative pour cette période. Autrement dit, dans la période post-Maastricht, dans la majorité des pays étudiés, aucun changement significatif annuel de la variance n’a eu lieu.
32Plus précisément, si on compare la première et la deuxième périodes, la variance diminue de manière significative aux Pays-Bas (– 0,14), en Italie (– 0,14) et en Grande-Bretagne (– 0,35), et augmente de manière significative uniquement en Allemagne (+ 0,16). Le cas de l’Allemagne reste particulier. Ensuite, considérant le passage de la deuxième à la troisième période (périodes pré- et post-Maastricht), on constate que la moyenne des variances annuelles augmente de manière significative dans les cinq pays les plus anciens, ainsi que pour l’ensemble des huit pays considérés au niveau agrégé (+ 0,18), alors qu’elles diminuent significativement au Danemark (– 0,21) et en Irlande (– 0,64). Ces résultats confirment ceux précédemment présentés dans le cadre de notre analyse de régression et, en partie, ceux de Down et Wilson.
33En revanche, si l’on compare les années 1970 à la période qui a suivi la ratification du traité de Maastricht, la moyenne des variances n’augmente de manière significative qu’en France (+ 0,52), en Belgique (+ 0,18) et en Allemagne (+ 0,50). Cela témoigne d’une augmentation de la dispersion des attitudes des citoyens de ces pays, qui pourrait être interprétée comme une certaine polarisation de ces attitudes. À l’inverse, la dispersion a baissé au Danemark (– 0,41), en Irlande (– 1,01) et en Grande-Bretagne (– 0,43), là où la moyenne des variances est inférieure dans l’ère post-Maastricht à ce qu’elle était à l’époque du « consensus permissif ». Dans le cas des Pays-Bas et de l’Italie, aucun changement significatif n’advient entre ces deux périodes. Ainsi, ce n’est que dans trois cas sur huit que l’on constate effectivement, après Maastricht, une augmentation de la dispersion des opinions par rapport aux années 1970. Dans le même temps, pour trois cas sur huit également, on assiste, à l’inverse, à un rapprochement des opinions entre ces deux périodes, remettant en cause, ici aussi, la thèse du développement d’un dissensus au sein des attitudes des citoyens à l’égard du processus d’intégration européenne.
34Pour résumer, la tendance générale, mesurée par l’évolution de la seule variance, est à une augmentation du consensus dans la période qui précède Maastricht, suivie d’un important déclin ensuite, qui se manifeste par une moyenne des variances significativement plus élevée dans l’ère post-Maastricht. Cependant, cet événement n’a pas donné lieu à une plus grande polarisation des opinions au cours de cette période. On rejoint ici les conclusions de Down et Wilson lorsqu’ils affirment que « Maastricht n’a pas initié une nouvelle tendance qui augmenterait le dissensus au sein des États membres. Maastricht a peut-être transformé le système, à la fois dans le sens où la tendance précédente à une augmentation du consensus s’est arrêtée et où le désaccord a augmenté de manière considérable, mais il n’a pas établi une nouvelle tendance. Dans la plupart des États membres, il n’y a pas eu de différence significative en termes de dispersion des attitudes entre 2002 et 1992? [21] » [Traduction] (Down & Wilson, 2008, p. 40-42).
35À présent, on est ici attentif à la valeur du kurtosis, pour appréhender la « pointicité » ou la bimodalité de la distribution. Si on se réfère au tableau 4, on remarque tout d’abord que les résultats obtenus pour le kurtosis reflètent pour l’essentiel ceux détaillés pour la variance. En effet, une augmentation (diminution) significative de la variance correspond, à quelques exceptions près, à une diminution (augmentation) significative du kurtosis [22]. Dans cinq pays sur huit et pour les pays considérés au niveau agrégé, la pente du kurtosis est positive et significative dans la période précédant Maastricht. Ceci confirme la tendance vers davantage de consensus au sein de ces populations européennes. En France, en Belgique et en Allemagne en revanche, cette évolution n’est pas significative.
36Le découpage en trois périodes conduit à une série de remarques qui relativisent fortement la rupture du modèle du « consensus permissif » et l’augmentation de la polarisation des opinions dans l’ère post-Maastricht. Les valeurs soulignées marquent une diminution significative de la mesure étudiée : elles seules corroborent la thèse de la rupture du « consensus permissif » dans l’ère post-Maastricht. On voit qu’elles sont loin de concerner l’ensemble des cas étudiés. Lors du passage de la deuxième à la troisième période, alors que la variance augmente de façon significative en France, en Belgique, aux Pays-Bas et en Allemagne, le kurtosis moyen diminue, confirmant ainsi l’augmentation du dissensus entre ces périodes. À l’inverse, si la moyenne des variances augmentait dans le cas italien suite aux événements de Maastricht, ce résultat ne se confirme pas pour le niveau moyen de kurtosis. Le Danemark et l’Irlande témoignent en revanche, entre ces deux périodes, d’une augmentation de la moyenne des kurtosis (+ 0,33 et + 2,05). En d’autres termes, pour ces deux pays, les attitudes des citoyens sont moins polarisées pour la période post-Maastricht que pour la décennie qui l’a précédée, ce qui confirme les résultats des analyses ici conduites. Enfin, si l’on compare la décennie des années 1970, qui est à l’origine du modèle du « consensus permissif », à la période post-Maastricht, l’hypothèse d’une plus grande polarisation des attitudes des citoyens à l’égard du processus d’intégration européenne ne se vérifie que dans trois cas sur les huit considérés, en France (– 0,67), en Belgique (– 0,53) et en Allemagne (– 0,84). Aux Pays-Bas et en Italie, la moyenne des kurtosis ne se révèle pas significativement différente entre ces deux périodes, ce qui est également le cas pour les huit pays considérés au niveau agrégé.
37Par ailleurs, il est important d’insister sur les valeurs prises par le kurtosis, pour décrire l’évolution de la « pointicité » de la distribution. En particulier, eu égard à la France, la Belgique et l’Allemagne, il apparaît nécessaire d’attirer l’attention sur le fait que si le kurtosis diminue de manière significative entre les deux périodes considérées, le niveau moyen de kurtosis reste cependant très loin d’une situation de bimodalité, et donc de polarisation. Dans le cas d’une situation de polarisation, le kurtosis se situerait pour rappel entre – 1,3 et – 2. On observe plutôt que les moyennes des kurtosis sont respectivement de – 0,62, – 0,11 et – 0,57 pour la période post-Maastricht (cf. graphique 3 pour la France en 2002), contre 0,05, 0,42 et 0,27 pour les années 1970. On assiste aussi au cours du temps à un renforcement de la catégorie médiane, soit la position neutre qui représente en 2002 30 % en France, 25 % en Allemagne et 28,5 % en Belgique, ce qui entraîne un aplatissement de la distribution (pour rappel un kurtosis proche de – 1,3), et non pas une situation proche de la bimodalité. Il est à souligner par ailleurs que dans le cas français, en 2001, la position neutre devient la catégorie modale de la distribution (29 %). En 2002, celle-ci obtient également un pourcentage très proche des résultats obtenus par la catégorie de soutien fort à l’intégration européenne qui est alors de 31 % (cf. graphique 3). À l’inverse, dans les cas danois, irlandais et britannique se dessine une situation plus consensuelle dans la période post-Maastricht qu’elle ne l’était dans le courant des années 1970 (cf. graphique 3 pour le Danemark en 1973). Ainsi, si dans les années 1970, le Danemark et la Grande-Bretagne présentaient un niveau moyen de kurtosis inférieur à – 1,3, témoignant d’une tendance certaine à la polarisation de leur opinion publique respective, la valeur de leurs kurtosis passe au-dessus de la barre des – 1,3. Par conséquent, dans la période suivant Maastricht, aucun des pays étudiés ne présente de kurtosis inférieur à cette valeur, ce qui est le signe d’une baisse de la polarisation des opinions. Dans le cas de la Grande-Bretagne, il est à noter également qu’en 2002, la position neutre de l’index devient le mode de la distribution, dépassant assez largement la catégorie des plus fervents opposants, qui avait été la plus importante au sein de la population britannique.
Évolution et analyse des kurtosis de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973?2002, ue8)
Évolution et analyse des kurtosis de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973?2002, ue8)
Évolution et analyse des kurtosis de l’index de soutien à l’intégration européenne (1973?2002, ue8)
38Les événements de Maastricht ont concrètement entraîné un aplatissement de la majorité des distributions nationales, tendance qui s’est confirmée dans l’ère post-Maastricht, mais sans pour autant conduire à une polarisation significative des opinions. De plus, grâce à une nouvelle périodisation et contrainte des données, les analyses que l’on a conduites ont démontré que le « consensus permissif » qui a prévalu dans les années 1970 n’a pas totalement disparu, même s’il a probablement changé de nature. En effet, le niveau de soutien moyen n’est que légèrement inférieur aujourd’hui, comparativement à ce qu’il était alors et, dans la majorité des cas observés, aucune augmentation significative de la moyenne des variances, ni de diminution du niveau moyen de kurtosis, n’ont été constatées. Enfin, on assiste à une convergence du niveau de consensus/dissensus observé dans les huit pays étudiés. De tels résultats invitent donc à remettre en cause la thèse de la rupture du « consensus permissif ». Si l’on assiste bien à une chute du soutien dans l’ère post-Maastricht, celle-ci s’est majoritairement réalisée au profit de la catégorie neutre de l’index, et non par un déplacement massif vers les modalités d’opposition. Maastricht a entraîné un aplatissement des distributions, et non une polarisation des opinions. À cet égard, si on regarde plus précisément la distribution des opinions en 1973 et en 2002, ce constat d’un renforcement de la position neutre se vérifie pour l’ensemble des pays ayant enregistré un changement significatif dans leur distribution.
Conclusion : vers un nouvel agenda de recherche
39Empiriquement, ce texte a permis de mettre en exergue un phénomène important resté jusqu’ici très peu étudié : la non- polarisation d’une part importante des citoyens au sujet de l’intégration européenne. Dans la période qui suit la difficile ratification du traité de Maastricht, on assiste en effet à un renforcement de la catégorie neutre, composée des citoyens indifférents et indécis, aux dépends des catégories polarisées, en particulier de la catégorie de soutien fort. Il n’est dès lors pas possible de soutenir la thèse de la rupture de la permissivité et du consensus des opinions publiques européennes dans les pays là où elle existait, ni de parler d’une polarisation de l’opinion, cette fois dans les huit pays considérés. Les analyses en termes de variance et de kurtosis ont permis de démontrer que la baisse des opinions favorables au processus d’intégration s’est accompagnée d’une augmentation du nombre de citoyens indécis et indifférents et, dans une moindre mesure, des citoyens dits « eurosceptiques », conduisant à un aplatissement de la distribution des attitudes des citoyens. En effet, la proportion de la population comprise dans la catégorie des opposants (oppositions forte et modérée confondues) pour les huit pays considérés a augmenté de 16 % en 1992 à 17 % 2002, alors que la proportion des citoyens présentant une position neutre, relevant de l’indécision et de l’indifférence, a augmenté, quant à elle, de 17 % à 25 % pour l’ensemble des huit pays considérés au cours de la même période. Il apparaît clairement que la baisse de la catégorie du soutien fort s’est faite principalement au profit de la catégorie composée par les citoyens indifférents et indécis, la plus nettement en hausse dans la période post-Maastricht. Dès lors, l’absence d’attention portée jusqu’ici à la catégorie des individus indifférents et indécis dans les données eurobaromètres dans la période qui a suivi la ratification du traité de Maastricht est problématique. En 2010 en effet, la catégorie des citoyens indécis qui considéraient que l’intégration européenne n’était « ni une bonne ni une mauvaise chose » comptait un tiers des citoyens de l’Union européenne. Le constat de cette évolution a pu être réalisé grâce à une relecture des données de sondage dans le temps long et à l’utilisation des mesures de variance et de kurtosis.
40Le problème est que la grande majorité des études sur les attitudes des citoyens à l’égard de l’intégration européenne ne prend pas en compte, en tant que telle, cette catégorie intermédiaire caractérisée par l’indécision et l’indifférence [23] . Elles l’assimilent, au contraire, le plus souvent, à une opposition au processus d’intégration en cours. Pourtant, une contribution de cet article est de montrer qu’à mesure que le soutien diminue, la catégorie indifférente et indécise augmente, et cela plus rapidement que les réponses qui manifestent un rejet du processus en cours. Dès lors, étudier cette grande absente des analyses des attitudes des citoyens apparaît essentiel, puisque les incidences théoriques sont fortes. Comme le souligne notamment Bernhard Wessels, ni le mécontentement ni le scepticisme ne sont l’exact opposé du soutien puisque le « non-soutien » peut également inclure l’indifférence (Wessels, 2007, p. 290) et, on l’ajoute, l’indécision.
41Par conséquent, ces analyses invitent à questionner le lien causal implicitement construit par la majorité des travaux, entre, d’un côté, la manifestation d’un conflit politique, en l’occurrence ici le renforcement des partis dits eurosceptiques, et les échecs référendaires, et, de l’autre, la polarisation des attitudes des citoyens. Celle-ci a en effet été très souvent inférée des résistances politiques, sans que la preuve empirique d’une véritable polarisation des attitudes n’ait été apportée. Plusieurs pistes peuvent être avancées pour rendre compte de cette perception biaisée d’une polarisation grandissante des citoyens. Tout d’abord, il convient de rappeler que la politisation observée lors de la convocation des différents référendums successifs, et leurs résultats négatifs doivent souvent plus à une conjoncture internationale défavorable ou une situation politique et économique interne fragilisée, bien plus qu’à un positionnement ferme des citoyens contre l’intégration européenne. De plus, la mobilisation supposément accrue des médias autour des enjeux européens, ainsi que les discours souvent réitérés sur l’avènement d’une période marquée par l’euroscepticisme contribuent aussi probablement à expliquer pourquoi les observateurs ont conclu à une augmentation de la polarisation des attitudes des citoyens, dont cet article a démontré qu’elle n’a pas eu lieu. Sur le plan méthodologique, on l’a vu, la contrainte des données en terme de temporalité, et le choix des instruments de mesure, portent également leur part de responsabilité dans l’aveuglement relatif des européanistes face à ce qui se déroulait pourtant sous leurs yeux.
42En proposant une relecture des données de sondage et de nouvelles analyses en termes de distribution et dispersion du soutien, l’objectif de ce texte était également d’ouvrir la voie à quelques pistes de réflexion pour l’étude des attitudes des citoyens à l’égard du processus d’intégration européenne, dans le cadre d’une réflexion plus large sur la légitimité du processus en cours. Il s’agissait par là de susciter de nouvelles questions de recherche et hypothèses pouvant servir de point de départ à une exploration des données de sondage et à une possible validation empirique plus détaillée, à partir d’autres données quantitatives mais aussi de données qualitatives [24]. La non- polarisation, dont l’augmentation dans l’ère post-Maastricht a pu être mise en lumière, contribue à la compréhension des modes d’appropriation du nouvel ordre politique européen. Elle invite à considérer un mode d’acceptation tacite qui rappelle à bien des égards le modèle du « consensus permissif », dont on a montré qu’il n’a pas totalement disparu dans l’ère post-Maastricht, même s’il s’est transformé au fil de l’intégration. À un assentiment tacite des masses en miroir du consensus des élites a succédé une acceptation passive, teintée d’indifférence et surtout d’indécision face au dissensus grandissant des élites. La non-polarisation des citoyens à l’égard de l’intégration européenne n’est pas en soi un phénomène nécessairement négatif pour l’ordre politique européen, aussi longtemps qu’elle reflète l’acceptation passive du jeu politique. Le modèle du « consensus permissif » ne renvoyait-il pas spécifiquement à l’assentiment tacite des masses ? De même, lorsque David Easton définit le soutien diffus comme « un “réservoir” d’attitudes favorables ou de bonne volonté qui aide les citoyens à accepter ou à tolérer les outputs auxquels ils sont opposés ou les effets desquels ils perçoivent comme dommageable à leur volonté [25] » [Traduction], il ne semble pas qu’il considère l’absence de soutien explicite comme étant synonyme de soutien négatif (Easton, 1965, p. 273). La bonne volonté et la tolérance auxquelles sa définition renvoie relèvent résolument d’une acceptation passive du pouvoir qui s’exerce sur les citoyens, probablement indécis et indifférents, et non sceptiques et résistants. Plus que l’euroscepticisme, c’est sans doute l’indécision et l’imprédictibilité qui en découle qui contraignent aujourd’hui les décideurs européens et l’indifférence génératrice d’apathie qui menace la légitimité du processus d’intégration européenne. Finalement, l’enjeu de tout système politique ne réside-t-il pas dans le défi d’arriver à mobiliser des soutiens qui légitiment son action, en se gardant bien du double péril de l’indifférence et de la politisation excessive ?
43Loin de toute tentation prophétique ou d’une tentative de proposer une théorie de l’intégration capable de prendre en compte l’ensemble des transformations complexes dont est porteuse l’Union européenne, ce texte a donc mis en lumière une évolution récente, centrale dans le cadre d’une réflexion sur l’acceptation de l’ordre politique européen par les citoyens à savoir la non-polarisation grandissante. En ce sens, on rejoint Marc Abélès lorsqu’il déclare que « L’Europe représente curieusement ce qui nous est le plus contemporain et une sorte de planète éloignée que les citoyens scrutent avec appréhension (parfois avec résignation). En ce qui concerne le chercheur, le travail d’analyse des mécanismes européens vise à limiter cette distance planétaire » (Abélès, 1998). Intégrer l’indifférence et l’indécision dans toute réflexion portant sur la légitimité du processus d’intégration européenne est probablement une première étape permettant de réduire cette distance et de comprendre ces citoyens que les européanistes scrutent eux aussi avec appréhension.
Notes
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[1]
Ce texte est pour partie extrait de ma thèse de doctorat réalisée sous la direction de Sophie Duchesne et André-Paul Frognier et intitulée « Intégrer l’indifférence : une approche qualitative et quantitative, de la légitimité de l’intégration européenne », ucl – Sciences Po, 2010, à paraître aux Presses de l’ecpr. Je tiens à remercier Nicolas Sauger, Martial Foucault, Frédéric Merand, César Garcia Perez de Leon, Yves Surel, Ferdinand Teuber et Vincent Tiberj ainsi que les membres de mon jury de thèse, Juan Diez Medrano, Lieven De Winter, Adrian Favell et Renaud Dehousse, pour leurs précieux commentaires sur des versions précédentes de ce texte. Mes remerciements les plus sincères vont à Géraldine Thiry et Damien Bol pour leur soutien pas uniquement logistique et à Sophie Duchesne et Claire Dupuy pour leur relecture minutieuse de ce texte, et ce, à chaque étape de sa rédaction.
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[2]
Une illustration peut en être trouvée dans le manuel The Political System of the European Union, publié par Simon Hix, dans lequel l’auteur consacre un chapitre à l’étude l’opinion publique. Constatant la chute du soutien des citoyens à l’appartenance de leur pays à l’Union européenne, Simon Hix y proclame, comme la majorité des autres spécialistes, la fin du « consensus permissif ». Il considère en effet que cette chute confirme l’opposition à l’égard de l’Union européenne que le difficile processus de ratification du traité de Maastricht en 1992 et 1993 avait rendue visible (Hix, 2005, p. 149-151).
-
[3]
Pour un exposé détaillé de l’évolution de l’analyse des attitudes des citoyens européens au fil de l’intégration et une analyse contextualisée des approches successives de la légitimité européenne, nous renvoyons le lecteur au premier chapitre de notre thèse doctorale (Van Ingelgom, 2010). Ce chapitre présente tour à tour les modèles de légitimation envisagés pour justifier du processus d’intégration européenne, en montrant en quoi chaque modèle est profondément ancré dans l’époque au sein de laquelle il s’inscrit. Nous y soulignons le rôle attribué au citoyen dans le processus de légitimation. On peut également renvoyer aux travaux de Céline Belot, notamment (Belot, 2005, p. 154-158)
-
[4]
En guise d’illustration, voir l’article de Bernhard Wessels (Wessels, 2007).
-
[5]
Dans cet ordre d’idée et dans le cadre de Notre Europe, l’auteur de Restructuring Europe, Stefano Bartolini, s’engage dans un débat qui l’oppose à Simon Hix sur la question particulière de la politisation de l’intégration européenne. Là où le premier l’envisage comme un poison, le second y perçoit le remède à la crise de légitimité que connaît l’intégration européenne (Hix & Bartolini, 2006). La politisation et la polarisation des opinions des citoyens se trouvent donc au cœur de ce débat. En marge de celui-ci, d’autres chercheurs insistent quant à eux sur les profits très inégaux que les différents segments de la population retirent de l’intégration européenne comme source de conflit et de politisation. Par exemple, Neil Fligstein développe ainsi, sondages à l’appui, la thèse de la montée d’un conflit politique entre les bénéficiaires et les perdants de l’intégration européenne dans son ouvrage Euroclash (Fligstein, 2008). L’équipe qui entoure Hans-Pieter Kriesi envisage plus généralement la problématique de l’émergence d’un clivage lié aux conséquences de la globalisation (Kriesi et al., 2008).
-
[6]
Traduction personnelle de l’extrait suivant « the decisive change is that the elite has had to make room for a more Eurosceptical public » (Hooghe & Marks, 2008, p. 9).
-
[7]
Parmi les rares études existantes qui mobilisent également des données antérieures à 1990, on peut notamment citer les références suivantes : Anderson & Kaltenhaler, 1996 ; Down & Wilson, 2008 ; Eichenberg & Dalton, 2007.
-
[8]
À la suite d’Eichenberg et Dalton, nous n’avons pas inclus le Luxembourg au groupe des États les plus anciens de la cee, car la taille de son échantillon s’est révélée insuffisante pour effectuer l’ensemble des analyses désirées (Eichenberg & Dalton, 2007).
-
[9]
Lorsque nous ferons ultérieurement référence à l’Allemagne, il s’agira de l’Allemagne de l’Ouest.
-
[10]
?L’opérationnalisation et les fréquences des modalités de notre index se trouvent dans les annexes électroniques disponibles sur le site de la revue : http://sociologie.revues.org/1177.
-
[11]
?Notre opérationnalisation se distingue ainsi des travaux récents de Marco Steenbergen et Catherine de Vries ainsi que de ceux de Florian Stoeckel qui se concentrent quant à eux sur l’ambivalence définie en termes de variation de réponses (Steenbergen & de Vries, à paraître ; Stoeckel, 2011). En ce sens, la catégorie 0 de notre index renvoie bien à une attitude qui relève à la fois de l’indifférence et de l’indécision et est de ce point de vue structurée.
-
[12]
Le corpus de données n’est dès lors pas directement affecté par les élargissements successifs de l’Union européenne puisque tout au long de la période étudiée seuls les huit pays originaux figurent dans notre analyse.
-
[13]
?Ces valeurs se trouvent dans les annexes électroniques disponibles sur le site de la revue : http://sociologie.revues.org/1177. Nous avons également calculé la variance et le kurtosis, données sur lesquelles nous reviendrons dans le point suivant.
-
[14]
Cette contrainte des données est en effet logiquement guidée par l’hypothèse que les auteurs voulaient tester, à savoir la rupture du « consensus permissif ». Nous verrons dans la suite de ce texte qu’on peut contraindre les données autrement en opérant une périodisation en trois temps. L’idée est alors de tester si la situation qui prévalait dans les années 1970, qualifiée alors de modèle de « consensus permissif », existe encore dans les années 1990 et suivantes. Ce découpage du temps en trois périodes répond à la fois à un questionnement de départ différent mais aussi à une évolution des courbes de tendances dont un découpage en deux points rend mieux compte.
-
[15]
La contrainte des données opérée par Down et Wilson lorsqu’ils proposent cette équation correspond bien à une lecture des données en termes de rupture du consensus permissif. Un autre découpage du temps est possible et souhaitable comme nous le démontrerons dans la suite de ce texte.
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[16]
Techniquement, cette valeur correspond à la différence entre la constante du modèle, soit ?, qui correspond à la valeur attendue de la variable dépendante en 1970 calculée sur la base de la pente d’avant Maastricht soit ?1, et la valeur attendue de la variable dépendante en 1970 calculée cette fois à partir de la pente post-Maastricht, soit la somme de ?1 et ?3.
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[17]
Ces mesures ont également été utilisées par Down et Wilson dans leur article de 2008, inspiré par l’article de Di Maggio, Evans et Bryson (Di Maggio, Evans & Bryson, 1996) auquel nous renvoyons le lecteur pour une explication plus détaillée des mesures de variance et de kurtosis. Dans un tout autre domaine, à savoir la comparaison des productions législatives, Frank R. Baumgartner et Bryan D. Jones, et l’équipe entourant Sylvain Brouard en France, proposent également d’utiliser la mesure du kurtosis en vue de saisir la « pointicité » d’une distribution et par là, la dynamique des agendas législatifs (Jones & Baumgartner, 2005 ; Brouard et al., 2009).
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[18]
La formule de la variance est : s2 = ? (x - µ)2/N - 1, où µ est la moyenne.
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[19]
La formule du kurtosis est la suivante : K = ? (x - µ)4/N?4 - 3, où µ est la moyenne et ? l’écart-type. Soustraire 3 permet de garantir que la distribution normale prend la valeur 0.
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[20]
Le lecteur trouvera dans les annexes électroniques les valeurs des variances et kurtosis calculées pour chaque année, par pays et pour les huit pays considérés dans leur ensemble.
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[21]
Notre propre traduction de l’extrait suivant : « Maastricht did not initiate a new trend of increasing dissensus in the member states. Maastricht may have been system transforming, both in the sense that the prior trend towards increased consensus ended and disagreement sharply increased, but it did not establish a new trend. In almost all member states, there was no significant difference in the dispersion of attitudes in 2002 that in 1992 » (Down & Wilson, 2008, p. 40-42).
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[22]
Ces quelques exceptions sont liées au fait que, contrairement à Down & Wilson, nous travaillons ici avec cinq catégories et non pas trois, permettant une plus grande dispersion de l’opinion. Ainsi, dans notre cas, l’augmentation de la dispersion n’est pas nécessairement associée à une augmentation de la bimodalité et donc à une diminution du kurtosis (Down & Wilson, 2008, p. 42).
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[23]
Très récemment, quelques auteurs ont considéré la question de l’ambivalence des attitudes des citoyens à l’égard de l’intégration européenne. Sur le plan quantitatif, on pense ici notamment aux travaux en cours de Marco Steenbergen et Catherine de Vries (Steenbergen & de Vries, à paraître) ou encore de Florian Stoeckel (Stoeckel, 2011).
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[24]
Nous n’avons eu recours dans le cadre de ce texte qu’à des données de sondage. Cependant, la validation empirique a également été réalisée à partir de données qualitatives analysées dans le cadre de notre recherche doctorale à paraître dans les prochains mois aux Presses de l’ecpr à partir de focus groups réalisés dans le cadre du projet Citizens Talking About Europe (Duchesne & Van Ingelgom, 2008 ; Duchesne et al., 2010) dont les
résultats seront publiés dans l’ouvrage collectif également à paraître Overlooking Europe (Duchesne et al., à paraître). -
[25]
Traduction de l’extrait suivant : « “reservoir” of favorable attitudes or good will that helps members to accept or tolerate outputs to which they are opposed or the effects of which they see as damaging to their wants » (Easton, 1965, p. 273).
