Facteurs associés à la participation électorale

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Par Sharanjit Uppal et Sébastien LaRochelle-Côté

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Le vote est l'une des formes d'engagement civique les plus fondamentales. Plusieurs politologues établissent un lien entre la participation électorale et la santé du processus démocratique, avançant que la baisse de cette participation peut être symptomatique d'un « déficit démocratique » (Pammett et LeDuc, 2003; Nakhaie, 2006). Partant du principe que l'engagement politique peut également influer sur les politiques publiques, d'autres s'inquiètent de ce qu'une faible participation puisse aboutir à des politiques qui ne sont pas forcément représentatives de certains groupes, comme ceux qui ont moins tendance à voter (Archer, 2003). C'est pourquoi le taux de participation des électeurs est utilisé comme un indicateur de l'engagement civique.

Au Canada, les études sur la participation électorale reposent sur plusieurs enquêtes et sources de données administratives. Citons par exemple l'enquête Equality, Security and Community Survey, dont la dernière a été menée en 2002-2003 (Bevelander et Pendakur, 2007), ainsi que l'Étude électorale canadienne réalisée depuis 1965 au Canada après la plupart des élections (Blais et coll., 2004; Adsett, 2003). Élections Canada fournit également des estimations des habitudes de vote par groupe d'âge et par province qui se fondent sur le dénombrement officiel des bulletins, et ce, pour chaque élection depuis 2004 (Élections Canada, 2010).

À Statistique Canada, l'Enquête canadienne sur le don, le bénévolat et la participation (ECDBP) de 1997 est la première enquête sur la participation électorale. L'ECDBP s'est à nouveau penchée sur le vote en 2001 (Nakhaie, 2006), mais pas dans ses versions ultérieures. Des renseignements sur la participation électorale ont continué d'être recueillis dans le cadre des cycles sur l'engagement civique de l'Enquête sociale générale, en 2003 et en 2008 (Milan, 2005). Des études basées sur ces sources révèlent que certains groupes dont les jeunes, les personnes ayant le moins étudié et celles étant les moins fortunées, votent invariablement moins que les autres.

Plus récemment, des questions sur la participation aux élections fédérales de 2011 ont été ajoutées à titre de supplément à l'Enquête sur la population active (EPA)  (voir Sources des données et définitions). Cette initiative, parrainée par Élections Canada, visait à établir un lien entre l'engagement électoral, d'une part, et l'échantillon de grande taille de l'EPA et le large éventail de renseignements sociodémographiques et sur le marché du travail, d'autre part. Pour la première fois dans une enquête de Statistique Canada, les répondants ayant déclaré ne pas avoir pris part au scrutin ont été invités à préciser les motifs de leur abstention1. Les questions sur le vote de l'EPA sont donc l'occasion de mettre en lumière les facteurs associés à la participation électorale. La taille importante de l'échantillon de l'EPA permet par ailleurs d'étudier cette participation en parallèle avec des caractéristiques détaillées, ce que ne permet pas des enquêtes de moindre envergure.

Dans cet article, les facteurs associés à la participation aux élections fédérales de mai 2011 sont étudiés. En plus des tableaux descriptifs, cet article utilise des modèles multivariés pour estimer quels groupes sont plus susceptibles de voter, en maintenant d'autres facteurs constants. L'article discute aussi de l'évolution de la participation électorale au fil du temps, et fournit certaines comparaisons avec d'autres pays (voir Variation des taux de participation et comparaisons internationales).

Taux de participation électorale

Après chaque élection fédérale, Élections Canada calcule le taux officiel de participation défini comme étant le nombre de bulletins de vote divisé par la population totale inscrite2. En mai 2011, environ 14,8 millions des 24,3 millions de citoyens inscrits sur la liste électorale ont déposé un bulletin de vote, soit un taux de participation de 61 %. Les provinces avec un taux supérieur à la moyenne comprenaient l'Île-du-Prince-Édouard (73 %), le Nouveau-Brunswick (66 %), la Saskatchewan (63 %) et le Québec (63 %). Par contre, les provinces de Terre-Neuve-et-Labrador (53 %), de l'Alberta (56 %) et du Manitoba (59 %) ont affiché des taux plus faibles. L'Ontario, la Colombie-Britannique et la Nouvelle-Écosse avaient des taux de participation plus proches de la moyenne nationale.

Le taux de participation électorale peut se définir de plusieurs façons. Il peut s'agir du nombre de bulletins de vote divisé par la population totale de personnes âgées d'au moins 18 ans ou bien encore du nombre de bulletins de vote divisé par la population totale de citoyens âgés d'au moins 18 ans. La première de ces définitions peut être comprise comme la part des électeurs dans la « population en âge de voter », sachant que ce taux peut être orienté à la baisse du fait que ceux qui ne sont pas citoyens et ne jouissent pas du droit de vote sont inclus dans le dénominateur. La seconde définition — part d'électeurs dans la population de citoyens — peut être interprétée comme le ratio de la population admissible et est, en règle générale, perçue comme une mesure reflétant mieux la participation puisqu'elle inclut toutes les personnes en droit de voter, y compris celles qui ne sont pas inscrites sur les listes électorales. En 2011, le taux de participation déclarée par Élections Canada comme une part de la population de citoyens était de 59 %. Partant du principe que la population de citoyens est la meilleure approximation que l'on peut faire des personnes en âge de voter, la plupart des taux présentés dans cet article seront exprimés sous la forme du ratio d'électeurs ramenés à la population de citoyens.

Les études sur la participation électorale s'accordent pour dire que l'estimation des taux de participation des enquêtes est généralement supérieure aux taux officiels, et l'EPA ne fait pas exception. L'une des raisons est que ceux qui ne votent pas sont beaucoup moins susceptibles de répondre aux questions d'une enquête sur le vote (Bauman et Julian, 2010). Mais, même en tenant compte du fait que les non-participants sont plus susceptibles d'être des non-électeurs, l'estimation que donne l'EPA de la participation globale est d'environ 67 % — par opposition au taux de 59 % obtenu lorsque le nombre de bulletins est exprimé en fonction de la population de citoyens (voir Sources des données et définitions). Cela laisse croire que des facteurs inobservés entrent en ligne de compte dans l'écart de taux de participation que l'on constate entre les résultats de l'enquête et les résultats administratifs. L'un de ces facteurs est peut-être la « désirabilité sociale » — mieux décrite comme étant la tendance des personnes interrogées à répondre à des questions d'une manière qui les valorise aux yeux des autres. En d'autres mots, certains non-votants ont pu répondre avoir voté, pensant que leur participation serait perçue comme socialement plus acceptable que leur abstention (Holbrook et Krosnick, 2010). Ceci étant dit, les écarts entre les principaux groupes d'âge et les provinces sont généralement similaires entre les données administratives et celles de l'enquête (voir Sources des données et définitions)3.

Outre les différences d'ordre géographique, les tendances de vote peuvent varier en fonction de l'âge, du sexe, du niveau de scolarité, de l'état matrimonial, du statut d'immigrant ou de variables apparentées à l'emploi. Ces facteurs, de même que leur rôle au cours de la toute dernière élection fédérale, seront examinés dans la partie suivante.

Âge, niveau de scolarité et situation familiale

D'emblée, les résultats démontrent que l'âge constitue un facteur important en ce qui concerne la participation électorale. En 2011, cette participation était d'environ 50 % chez les personnes âgées de 18 à 24 ans, et celle des 25 à 34 ans ne dépassait ce résultat que par quelques points de pourcentage (graphique A). La participation des 35 à 44 ans se situait quant à elle juste en deçà de la moyenne nationale. En revanche, chez les personnes les plus âgées qui sont les plus susceptibles de voter, cette participation atteignait 70 % chez les 45 à 54 ans, avec un pic à 82 % chez les 65 à 74 ans. Au-delà de 74 ans, la participation s'amoindrit, une tendance que l'on observe également dans les données administratives d'Élections Canada (Élections Canada, 2010)4 et lors de la dernière élection présidentielle aux États-Unis (U.S. Census Bureau, 2010). L'état de santé pourrait être un facteur pour ce groupe d'âge, étant donné que 44 % des non-électeurs de 75 ans et plus ont invoqué la « maladie » ou l'« incapacité » comme raison de leur abstention (Statistique Canada, 2011).

Le lien entre le niveau de scolarité et la participation est également reconnu (Blais et coll., 2004; U.S. Census Bureau, 2010). Lors de la dernière élection fédérale, la participation des personnes possédant un diplôme universitaire était de 78 %, alors qu'elle était de 60 % ou moins chez les personnes ayant fait tout au plus des études secondaires. Ce que l'on connaît sans doute moins est que l'incidence « positive » du niveau de scolarité sur la participation est beaucoup plus marquée chez les jeunes personnes (graphique B)5. On constate, par exemple, que dans le groupe d'âge de 25 à 34 ans, l'écart de participation entre ceux qui ont un baccalauréat et ceux qui n'ont pas fait d'études secondaires était de 42 points de pourcentage6. On relève également chez les personnes âgées de 35 à 44 ans et de 45 à 54 ans d'importants écarts entre celles qui ont fait des études universitaires et celles qui n'ont pas fait d'études secondaires. Ces écarts s'amenuisent au-delà de 55 ans, mais restent importants; les taux de participation diffèrent en effet d'au moins 10 points de pourcentage entre les personnes ayant fait des études universitaires et celles moins scolarisées. Il en résulte des écarts de participation beaucoup plus faibles entre groupes d'âge chez ceux qui ont fait des études universitaires. Le lien moins robuste que l'on observe entre le niveau de scolarité et la participation chez les personnes plus âgées laisse penser que les générations les plus âgées participent davantage aux élections, même lorsque leur niveau de scolarité est moindre (Blais et coll., 2004).

Un autre facteur qui pourrait avoir son importance est la situation familiale des votants potentiels. L'importance possible de la situation familiale s'explique par le fait que plusieurs non-électeurs ont indiqué un horaire chargé comme motif de leur abstention, particulièrement chez les 25 à 34 ans (les plus susceptibles de vivre les premières étapes de la vie de parent), mais également chez les 35 à 44 ans (Statistique Canada, 2011). L'étude de cette question est possible avec l'EPA puisque l'enquête récolte des informations sur le nombre d'enfants par famille. Dans tous les types de familles, la présence d'enfants a été négativement associée au vote en 2011 — tout particulièrement chez les parents seuls, sachant que 36 % de ceux qui ont des enfants de moins de cinq ans ont voté alors que 60 % des couples ayant des enfants du même âge (graphique C) l'ont fait7.

Statut d'immigrant

Certaines études (U.S. Census Bureau, 2010; Milan, 2005) montrent que les immigrants admissibles votent moins que les autres. Plusieurs raisons ont été invoquées pour expliquer ce phénomène, parmi lesquelles l'absence de traditions démocratiques dans certaines régions du monde, le manque de confiance envers les institutions ou les différences en termes de culture politique (Bevelander et Pendakur, 2007 et 2009). La petite taille des échantillons ne permet pas toujours de mettre en évidence les écarts dans des sous-groupes d'immigrants en matière de tendances de vote. Or, l'EPA permet d'étudier les écarts entre nouveaux immigrants, immigrants de longue date, et personnes nées au Canada, ainsi que les différences selon les régions de naissance des immigrants.

Par rapport aux immigrants de longue date et aux Canadiens de naissance, les nouveaux immigrants (ceux qui ont immigré au Canada en 2001 ou ultérieurement) étaient moins susceptibles de voter (tableau 1). En effet, les taux de participation électorale étaient de 51 % chez les nouveaux immigrants, de 66 % chez ceux de longue date et de 67 % chez les personnes nées au Canada. Les participations divergent également en fonction des régions de naissance; les immigrants nés en Asie centrale occidentale et au Moyen-Orient (53 %) ou dans des pays d'Asie orientale (54 %) ont participé moins, tandis que ceux qui sont nés en Europe de l'Ouest et en Europe du Nord (77 %) ou dans des pays anglo-saxons (États-Unis, Royaume-Uni, Irlande, Australie ou Nouvelle-Zélande) ont participé davantage (75 %).

Si, dans l'ensemble, les hommes immigrants et les femmes immigrantes avaient des taux de participation semblables, quelques différences apparaissent selon la région de naissance. C'est ainsi que les hommes nés en Europe de l'Ouest et du Nord (à l'exclusion du Royaume-Uni et de l'Irlande), en Europe du Sud, en Asie du Sud, en Asie du Sud-Est et en Afrique affichaient des taux de participation supérieurs à ceux des femmes nées dans ces mêmes régions du monde. L'écart entre les hommes et les femmes était le plus marqué pour les personnes nées en Afrique — 11 points de pourcentage. En revanche, la participation des femmes nées dans des pays anglo-saxons, le Moyen-Orient ou l'Asie centrale occidentale était légèrement plus élevée que celle de leurs compatriotes masculins.

Dans quelle mesure les immigrants en viennent-ils avec le temps à prendre part au système démocratique canadien? C'est une question à laquelle il est difficile de répondre en l'absence de données longitudinales, mais on peut s'en faire une idée en étudiant les écarts de participation entre les immigrants récemment installés et ceux de longue date lorsque leur région de naissance est la même (tableau 2). Toutes régions d'origine confondues, les taux étaient supérieurs chez les immigrants de longue date. L'écart était toutefois plus important au sein de certaines communautés8. Par exemple, 70 % des immigrants de longue date originaires d'Afrique ont voté à l'élection de 2011, par rapport à 43 % des nouveaux immigrants originaires de la même région. De la même façon, on observe un écart de participation significatif entre les immigrants de longue date et ceux arrivés plus récemment pour la population immigrée née en Europe de l'Est (21 points de pourcentage), au Moyen-Orient et en Asie centrale occidentale (17 points). En revanche, cet écart était à peine supérieur chez ceux nés en Amérique centrale, en Amérique du Sud ou en Asie orientale. Plus particulièrement, les taux plus faibles des immigrants de longue date nés en Asie orientale laissent croire que ces personnes votent généralement moins, quels que soient leur âge ou le temps qu'elles ont passé au Canada.

Bien-être économique

Le bien-être économique peut également être lié positivement à la participation aux suffrages (U.S. Census Bureau, 2010). Parmi les variables qui donnent un indice du bien-être économique, citons à titre d'exemple la situation par rapport au marché du travail et la richesse des ménages.

Les personnes occupées étaient plus susceptibles de voter que celles au chômage (66 % contre 57 %), mais leur participation n'était pas très différente de celles qui ne participaient pas à la population active (69 %). Il faut toutefois souligner que la population inactive est majoritairement constituée de retraités qui sont plus susceptibles de voter. Chez les personnes occupées, celles qui travaillaient moins de 40 heures par semaine étaient plus susceptibles de voter (69 %) que celles qui consacraient 40 heures ou plus par semaine à leur travail (63 %).

D'autres recherches indiquent que les personnes les mieux nanties seraient plus susceptibles de voter (Milan, 2005). Bien que l'EPA ne contienne pas de questions sur le patrimoine, elle fournit des renseignements sur l'accession à la propriété. Puisque le logement constitue pour la majorité des Canadiens la part la plus importante de leur patrimoine, la propriété d'un logement peut être utilisée comme indicateur de richesse d'un ménage. Les résultats démontrent que les propriétaires ont été plus susceptibles de voter que les locataires (71 % contre 54 %), un résultat comparable à celui relevé aux États-Unis (U.S. Census Bureau, 2010)9.

Modélisation de la participation électorale

Les liens entre les variables décrites ci-dessus et les habitudes de vote ont été déterminés à l'aide de tableaux descriptifs, mais ceux-ci pourraient être différents lorsque toutes les variables sont collectivement prises en compte. Ici un modèle multivarié est donc utilisé pour contrôler simultanément l'effet de plusieurs facteurs pouvant avoir une incidence sur la participation. Plus précisément, un modèle probit a été mis à contribution pour estimer les effets marginaux de chaque variable sur la participation (tableau 3). Ces effets marginaux indiquent dans quelle mesure la participation d'un groupe varie par rapport à un groupe de référence, tout en contrôlant les autres facteurs dans le modèle.

La plupart des associations que nous avons observées dans les tableaux croisés se retrouvent dans les résultats du modèle. On note par exemple que les personnes de moins de 45 ans étaient les moins susceptibles de voter, et ce, même en maintenant constant d'autres facteurs, tels que la région de résidence, le niveau de scolarité, la durée de l'emploi, le statut d'immigrant, la situation familiale et matrimoniale, ou la situation par rapport au marché du travail. On note aussi que les niveaux de scolarité supérieurs étaient associés positivement à la participation. En revanche, les immigrants, les locataires, les personnes au chômage et celles ayant des enfants étaient moins susceptibles de voter.

Certains résultats du modèle divergent toutefois de ceux des tableaux descriptifs. Dans ces cas, les résultats du modèle font autorité. Une différence que l'on peut citer à titre d'exemple est le fait que les personnes âgées de 18 à 24 ans étaient aussi susceptibles de voter que celles de 25 à 34 ans, les autres facteurs étant maintenus constants, des résultats qui divergent des résultats descriptifs. De la même manière, des résultats descriptifs ont montré que les citoyens âgés de 75 ans et plus étaient moins susceptibles de voter que des personnes « plus jeunes » (de 55 à 74 ans). Leur probabilité de voter était toutefois supérieure à celle du groupe de 55 à 64 ans lorsque les autres caractéristiques sont prises en compte.

Les résultats descriptifs indiquaient également que les immigrants de longue date n'étaient pas beaucoup moins susceptibles de voter que des personnes nées au Canada, alors que la probabilité de voter de ces premiers était inférieure de 8 points de pourcentage dans le modèle. Comme les immigrants de longue date tendent à être plus âgés, on peut donc supposer que leur propension plus élevée à voter a quelque chose à voir avec leur âge10. De la même manière, des résultats descriptifs indiquaient que les personnes inactives étaient plus susceptibles de voter. Or, comme nous l'avons mentionné plus haut, ces personnes sont également les plus susceptibles d'être à la retraite et donc d'être plus âgées. Le modèle estime d'ailleurs que les personnes en dehors de la population active avaient une probabilité moindre de voter que celles qui sont occupées.

Enfin, la plupart des différences régionales persistent après neutralisation des effets d'autres facteurs. On observe ainsi que, par rapport à l'Ontario, les citoyens admissibles ont été plus susceptibles de voter dans l'Île-du-Prince-Édouard, au Québec et au Nouveau-Brunswick. En revanche, les citoyens les moins susceptibles de voter se trouvaient à Terre-Neuve-et-Labrador, en Alberta et au Manitoba.

Caractéristiques d'emploi et participation électorale

La présence dans l'EPA de renseignements détaillés ayant trait au travail permet d'étudier si les caractéristiques d'emploi ont une incidence sur la probabilité de participation électorale des travailleurs. On a donc estimé un modèle en restreignant l'échantillon aux citoyens occupés et en y incluant les caractéristiques liées au travail, telles que les heures de travail, les catégories de travailleurs (employés du secteur public, employés du secteur privé, travailleurs autonomes), la profession et la situation professionnelle du conjoint. Comme il est possible d'associer les caractéristiques personnelles à la situation par rapport au marché du travail, l'estimation du modèle s'est faite par étapes — en commençant par intégrer les caractéristiques liées au travail, puis de manière progressive, d'autres éléments de contrôle ayant trait aux caractéristiques personnelles (les mêmes que ceux utilisés dans le tableau 3).

Les heures de travail ne sont pas associées de manière linéaire à la participation au vote. Dans un modèle ne comportant que des variables associées au travail (tableau 4, modèle 1), les personnes travaillant de 30 à 39 heures par semaine étaient plus susceptibles d'aller voter que celles qui travaillaient moins, alors que celles qui travaillent davantage étaient moins susceptibles de voter. Les résultats changent légèrement lorsque l'on introduit d'autres éléments de contrôle dans le modèle (modèles 2 et 3), à l'exception de la catégorie 30 à 39 heures pour laquelle le coefficient devient négatif, mais statistiquement non significatif. Travailler 40 heures ou plus par semaine serait donc un facteur négativement associé à la participation électorale chez les personnes occupées.

Les employés du secteur public étaient plus susceptibles de voter que ceux qui travaillaient dans le secteur privé lorsque l'on intègre toutes les variables au modèle11. On peut attribuer ce résultat au fait que les travailleurs du secteur public sont plus directement touchés par les décisions de politique publique (Blais et coll., 1990).

Enfin, quelques professions sont associées à une plus forte probabilité de participation électorale. Ce sont d'ordinaire celles qui exigent de plus hautes qualifications — secteur de la gestion; affaires, finances et administration; sciences naturelles et appliquées; sciences sociales, enseignement, administration publique et religion; arts, culture, sports et loisirs — et ce, même après avoir tenu compte du niveau de scolarité. À l'inverse, on relève que les travailleurs du secteur des métiers, du transport et de la machinerie, ainsi que les professions propres à la transformation, à la fabrication et aux services d'utilité publics, étaient environ 5 points de pourcentage moins susceptibles de voter que ceux du secteur des ventes et des services.

Conclusion

En collaboration avec Élections Canada, les répondants de mai 2011 à l'Enquête sur la population active (EPA) ont indiqué s'ils avaient voté aux élections fédérales au début de ce mois. Comme l'EPA offre plusieurs variables sociodémographiques et liées à l'emploi, ainsi qu'un échantillon de grande taille, ces questions sur le vote constituent une excellente occasion d'étudier les facteurs associés à la participation électorale.

Les résultats montrent que les personnes âgées de moins de 45 ans ont été moins susceptibles de voter, même en maintenant constantes d'autres caractéristiques. Les personnes seules — en particulier, les parents seuls avec de jeunes enfants — ont été également moins susceptibles de voter. Les nouveaux immigrants (qui ont obtenu leur citoyenneté) et les personnes ayant de faibles niveaux de scolarité ont également affiché des taux de participation plus faibles.

En revanche, les personnes plus âgées, celles qui avaient un niveau de scolarité plus élevé, les propriétaires et les personnes occupées ont été plus susceptibles de voter que d'autres.

Parmi les personnes occupées, on observe une association négative entre de longues heures de travail et la participation électorale. Les travailleurs du secteur public et les travailleurs hautement qualifiés étaient également les plus susceptibles de voter.

Toutefois, des différences régionales demeurent, même après le contrôle des effets de plusieurs caractéristiques sociodémogra­phiques. D'autres travaux seraient nécessaires pour les expliquer.

Dans les années 1990, la baisse de la participation électorale dans son ensemble était liée à une régression de la participation des jeunes électeurs. Mais, depuis le début des années 2000, la participation est relativement stable au Canada, et a même augmenté, quoique modestement, dans les groupes d'âge les plus jeunes. On notera que le Canada n'a pas été le seul pays à connaître des baisses dans les années 1990. Durant la même période, la participation des électeurs a en effet également chuté au Royaume-Uni, et ce, dans des proportions semblables. Aux États-Unis, la participation aux élections présidentielles n'a toutefois pas baissé autant dans les années 1990, augmentant même dans les années 2000, en particulier sous l'impulsion des jeunes électeurs. Il convient toutefois de rappeler que ces gains ont suivi une période — les années 1980 et 1990  — durant laquelle les taux de participation aux États-Unis étaient beaucoup plus faibles.

Sources des données et définitions

En mai 2011, à la demande d'Élections Canada, l'Enquête sur la population active (EPA) s'est enrichie de trois questions à participation volontaire sur la participation électorale. Les questions étaient les suivantes :

1.  Êtes-vous un citoyen canadien?

a) Oui
b) Non

2.  Dans toute élection, il y a des personnes qui ne peuvent pas voter parce qu'elles sont malades ou occupées, ou pour une autre raison. D'autres personnes ne veulent simplement pas voter. Avez-vous voté aux dernières élections fédérales, tenues le lundi 2 mai 2011?

a) Oui
b) Non

3. Quelle est la principale raison pour laquelle vous n'avez pas voté?

a) Maladie ou incapacité de l'enquêté
b) À l'extérieur de la ville ou absent du domicile
c) Trop occupé/Obligations familiales/Conflit d'horaires de travail ou d'école
d) Conditions météorologiques
e) Pas intéressé/Impression que le vote ne changerait pas les résultats de l'élection
f) N'aimait pas les candidats ou les enjeux de la campagne électorale
g) Pas sur la liste électorale/Problèmes avec les exigences relatives à l'identification
h) Trop compliqué/Problèmes de transport/Trop loin/Files d'attente trop longues
i ) Oublié de voter
j ) Croyances religieuses
k) Autre
l ) Ne sais pas, Refus

En l'absence de non-réponses, on aurait pu calculer le taux de participation électorale en divisant la population pondérée en âge de voter (en lien avec la question 2) par la population pondérée de citoyens (en lien avec la question 1). Mais, comme cela est toujours le cas dans n'importe quelle enquête, les questions sur le vote ont donné lieu à un certain nombre de non-réponses (12 % de l'échantillon total). Il a donc fallu recourir à une méthode pour imputer aux non-répondants une réponse afin que rendre ceux-ci représentatifs de la population dans son ensemble.

L'une des techniques classiques employées pour traiter les non-réponses est l'imputation par donneur, également appelée « hot deck ». Son principe est d'exploiter les caractéristiques de non-répondants comme l'âge, le sexe et la région, afin d'imputer des réponses, et ce, en tenant compte d'informations fournies par des répondants ayant des caractéristiques semblables. Cette méthode postule que des personnes ayant des caractéristiques similaires auraient fourni des réponses similaires si elles avaient répondu à l'enquête. Avec cette méthode, on obtiendrait un taux de participation global de 70 % en comparaison du 59 % d'Élections Canada (exprimé en proportion de l'ensemble des citoyens).

D'autres recherches ont établi que le refus de répondre aux questions sur le vote est étroitement corrélé à l'abstention (Bauman et Julian, 2010). Une possibilité d'imputation consiste donc à considérer les non-répondants comme des personnes s'étant abstenues de voter. Le recours à cette technique porterait le taux de l'EPA à 63 %, soit bien plus près du taux officiel qui est de 59 %. Son utilisation pourrait toutefois ne pas être pertinente, car une partie du 12 % de non-réponses peut ne pas être attribuable au refus de répondre aux questions sur le vote.

Une autre approche consiste à étudier les catégories de non-réponses afin de déterminer la meilleure méthode d'imputation pour chacune d'elles. La répartition des non-répondants, présentée au tableau 5, est la suivante :

  • 6,2 % des personnes ont répondu aux questions de l'EPA, mais ont soit refusé de répondre aux questions sur le vote, soit indiqué qu'ils ne «  savaient pas » (non-réponse partielle);
  • 1,1 % n'ont simplement pas été interrogées sur le vote, soit parce que l'intervieweur n'avait pas reçu le module du vote, avait oublié de poser les questions ou avait été confronté à un répondant difficile;
  • 4,8 % n'ont pas du tout répondu à l'EPA, principalement car les répondants ne pouvaient être joints ou ont refusé de répondre à l'EPA dans son intégralité.

Comme les non-réponses aux questions sur le vote sont probablement étroitement liées à la non-participation, toutes les personnes ayant fourni des « non-réponses partielles » (6,2 % de l'échantillon) ont été imputées comme des non-électeurs12.

On a toutefois appliqué la méthode « hot deck » à ceux qui n'avaient pu être joints, qui n'avaient pas été interrogés par l'intervieweur ou avaient refusé de répondre à l'EPA. Ce choix a abouti à une estimation de 67 %, ce qui situe ce taux encore quelques points de pourcentage au-dessus du taux de participation d'Élections Canada fondée sur la population de citoyens, mais bien en deçà de l'estimation obtenue avec la pleine application de la méthode hot deck.

Une des façons permettant de savoir si la méthode de substitution donne des résultats appropriés est de comparer les écarts provinciaux obtenus avec ceux publiés par Élections Canada. Il ressort que les tendances provinciales en matière de taux de participation sont semblables dans les deux sources, bien que l'ampleur de l'écart par rapport à la moyenne nationale varie pour certaines provinces (graphique D). La méthode d'imputation mixte a également permis de diminuer les écarts entre les sources de données administratives et d'enquête pour les groupes d'âge tendant à être particulièrement concentrés chez les plus jeunes et les plus âgés.

Variations des taux de participation

Comme les enquêtes de Statistique Canada n'ont pas couvert la participation électorale avant la fin des années 1990, il faut avoir recours à d'autres sources pour étudier les variations de cette participation au fil du temps. Il est possible d'examiner l'évolution des taux de participation depuis la Confédération (exprimés en pourcentage de la population inscrite) en utilisant les dossiers administratifs d'Élections Canada. Durant la majeure partie du 20e siècle, le taux de participation officiel au Canada s'est situé autour de 70 % ou plus (graphique E). Il a cependant chuté rapidement en l'espace d'à peine une décennie — les années 1990 — pour atteindre les niveaux bas sans précédent du début des années 200013. Le taux le plus bas depuis la Confédération a été enregistré en 2008 avec 58,8 % de la population inscrite. En 2011, il a légèrement augmenté pour atteindre 61,1 %. En fait, toutes les élections organisées après 2000 ont enregistré des taux de participation en deçà de 65 %.

Mais pour quelles raisons la participation at-elle chuté après les années 1990? Les données de l'Étude électorale canadienne (Blais et coll., 2004) attribuent cette baisse aux cohortes de jeunes d'aujourd'hui qui ne votent pas autant que leurs aînés lorsqu'ils avaient le même âge, un phénomène qualifié d'effet générationnel. Blais et coll., 2004 suggèrent également que cette baisse a, dans son ensemble, été partiellement compensée par des gains que l'on doit à la hausse du niveau de scolarité et à la proportion grandissante de groupes de population plus âgés et plus susceptibles de voter. Ce scénario implique que ce taux aurait diminué encore davantage sans l'influence croissante de Canadiens âgés et l'augmentation du niveau de scolarité chez les jeunes (Blais et coll., 2004). Diverses hypothèses ont été avancées pour expliquer la baisse de participation des années 1990 chez les jeunes électeurs. On citera parmi elles des connaissances insuffisantes de la vie politique et la vie publique, un manque de confiance envers les institutions, des perceptions changeantes de l'utilité du gouvernement ou encore l'influence qu'ont les jeunes sur le changement des politiques du gouvernement (Archer, 2003; Adsett, 2003; Howe, 2008).

Contrairement aux années 1990, les taux de participation électorale dans les années 2000 ont été relativement stables. Les données d'Élections Canada ne donnent pas à croire que la participation a chuté davantage chez les jeunes au cours de ces dernières années. Le taux officiel entre 2004 et 2011, exprimé en proportion de la population de citoyens âgés de 18 à 24 ans, a fluctué entre 37 % et 39 % (hormis durant l'année 2006 où il a atteint 44 %).

Comparaisons internationales

Avec les taux de participation, établir des comparaisons internationales n'est pas un exercice aisé, d'autant plus que chacun des pays comparés a un système politique différent. Aux États-Unis (É.-U.), les élections législatives se déroulent chaque deux ans pour désigner tous les membres de la Chambre des représentants et un tiers du Sénat. Les élections présidentielles se déroulent quant à elles chaque quatre ans à date fixe (en novembre) et suscitent traditionnellement davantage l'attention des médias comme du public. Dans cet encadré, les élections fédérales canadiennes sont comparées aux élections présidentielles et aux élections de mi-mandat des États-Unis, ainsi qu'aux élections générales au Royaume-Uni (R.-U.) car le système électoral canadien s'inspire en effet en très grande partie du système de gouvernement de Westminster.

Pour ces trois pays, les estimations à produire portent aussi bien sur le nombre d'électeurs (au numérateur) que sur la population de départ (au dénominateur). Compte tenu des différences caractérisant les enquêtes entre ces pays et du manque de données historiques à long terme pour le Canada, nous nous sommes servis des chiffres officiels des deux pays pour obtenir le nombre d'électeurs. Pour le dénominateur, nous avons utilisé la population en âge de voter, car il aurait été plus complexe encore d'obtenir d'autres sources comparables dans ces pays14.

De la fin des années 1970 au début des années 1990, il ressort que le taux de participation a été relativement stable dans ces trois pays. Historiquement, les taux ont été plus élevés au Royaume-Uni, où la participation représente environ 75 % de la population en âge de voter, alors que celle-ci avoisine 66 % au Canada et moins de 55 % aux États-Unis (graphique F). Dans les années 1990, on observe cependant une chute importante de la participation au Canada et au Royaume-Uni, alors qu'elle est demeurée relativement stable aux élections présidentielles américaines, et s'est même accrue dans les années 2000 pour atteindre 58 % de la population en âge de voter en 2008 — un phénomène qui s'explique en grande partie par l'augmentation importante de la participation de jeunes citoyens (U.S. Census Bureau, 2010). La tendance actuelle est à la convergence, puisque la participation dans ces trois pays fluctue entre 50 % et 60 % dans pratiquement toutes les élections depuis le milieu des années 2000. Les participations aux scrutins au Canada et au Royaume-Uni restent toutefois bien plus fortes que celles aux élections américaines de mi-mandat, lesquelles sont nettement inférieures aux participations aux élections présidentielles (ces taux de participation aux élections de mi-mandat, définis de façon similaire, ont varié de 33 % à 38 % entre 1979 et 2011)15.


Notes

  1. Après la publication en juin de l'Enquête sur la population active (Le Quotidien, 5 juillet 2011), un bref article paru dans Le Quotidien a évoqué les motifs d'abstention. Il a révélé que 40 % des non-électeurs qui avaient répondu aux questions avaient invoqué des raisons comme « trop occupé, à l'extérieur de la ville, pas inscrit sur la liste électorale, trop compliqué, problèmes de transport » pour ne pas avoir voté et un autre 35 % ont cité le manque d'intérêt comme raison de ne pas voter (« pas intéressé, n'aimant pas les candidats ou les enjeux électoraux »).
  2. Élections Canada s'est appuyé sur la population inscrite, car le nombre des lecteurs inscrits correspond à un dénombrement et n'est donc pas soumis à des manipulations statistiques, à des variations d'échantillonnage ou à des révisions ultérieures. Lorsqu'on compare différents groupes, toutefois, la population citoyenne est sans doute une base plus appropriée, car la couverture des listes peut varier selon les groupes. Rappelons que l'EPA ne fournit pas de renseignements sur l'enregistrement.
  3. Parmi d'autres motifs, on pourrait citer des problèmes de remémoration des répondants à l'enquête et la portée des questions auxquelles les groupes moins susceptibles de voter ont répondu par procuration (tels que les parents répondant à la place de leurs enfants). En outre, l'enquête ne couvrait ni les territoires, ni les réserves ni les militaires — certaines régions ou certains ces groupes auraient peut-être eu des participations plus faibles que la moyenne nationale.
  4. Élections Canada ne fournit que des taux en fonction de l'âge et de la province.
  5. Plutzer (2002) a mentionné des résultats semblables pour les États-Unis.
  6. Certaines catégories de niveau de scolarité ont été regroupées en raison de la petite taille des échantillons pour certains groupes d'âge. Ce fut notamment le cas du groupe d'âge 18 à 24 ans dont seulement 1,6 % des personnes n'ont pas terminé d'études secondaires.
  7. Les taux de participation ne sont pas communiqués pour les veufs ou les veuves, car très peu d'entre eux ou d'entre elles ont des enfants de moins de cinq ans.
  8. Les taux de participation n'ont pu être fournis par sexe en raison de la faible taille des échantillons pour la plupart des groupes de nouveaux immigrants.
  9. Le revenu annuel peut également être relié aux habitudes de vote. On notera toutefois que les relations entre les revenus du ménage et la participation électorale varient (Milan, 2005). L'EPA ne permet pas en outre de se pencher sur la relation entre les revenus et la participation électorale, car elle ne fournit pas de valeurs de revenu compatibles pour toutes les personnes.
  10. L'intégration dans le modèle des régions de naissance n'a pas donné de résultats statistiquement significatifs pour les personnes nées en Europe du Nord et en Europe de l'Ouest, aux États-Unis, en Australie, en Nouvelle-Zélande et en Asie du Sud. En revanche, il ressort que les personnes nées dans les autres pays ou régions étaient moins susceptibles de voter que celles nées au Canada.
  11. Le modèle initial intégrait le statut de membre d'un syndicat, mais ce dernier a été laissé de côté, car il était jugé trop fortement corrélé au travail dans le secteur public.
  12. Le U.S. Census Bureau traite également de la même façon les non-réponses partielles. Même avec cette technique d'imputation, les taux obtenus dans les résultats de l'enquête demeurent généralement supérieurs de trois ou quatre points de pourcentage (à l'exception de l'élection présidentielle de 2008 où les taux estimés étaient beaucoup plus près des taux officiels). Beaucoup attribuent cet écart au phénomène dit de « désirabilité sociale ». Avant les années 1990, le U.S. Census Bureau avait également publié des estimations qui situaient cet écart à 10 ou 12 points de pourcentage au-dessus des taux de participation officielle publiés par le Bureau du greffier de la Chambre des représentants des États-Unis.
  13. Il faut faire preuve de prudence lorsque l'on compare l'évolution dans le temps des taux, en raison de certains changements législatifs intervenus. À titre d'exemple : (1) Les femmes n'ont obtenu les mêmes droits de vote que les hommes qu'à compter des élections fédérales de 1918; (2) En 1920, les peuples autochtones ont été émancipés partout au Canada, mais les Indiens inscrits ont été contraints de renoncer aux droits issus de traités pour pouvoir voter — une condition éliminée à compter des élections législatives de 1960; (3) En 1970, l'âge de vote a été abaissé de 21 à 18 ans; (4) En 1993, les personnes ayant qualité d'électeurs et vivant à l'extérieur du Canada ont été pour la première fois autorisées à voter par courrier dans leur circonscription; (5) les sans-abri ont été pour la première fois autorisés à voter lors des élections fédérales de 2000; (6) Les électeurs incarcérés ont été autorisés à voter pour la première fois en 1993, pour ceux purgeant une peine d'emprisonnement de moins de deux ans, et en 2002 pour ceux purgeant une peine d'emprisonnement de deux ans ou plus, suite à un arrêt de la Cour suprême dans Sauvé contre Canada (Procureur général).
  14. Il faut attirer l'attention sur le fait que la population en âge de voter comprend les résidents non permanents qui ne jouissent pas du droit de voter et dont le nombre peut varier d'un pays à l'autre. Une option consisterait à utiliser le nombre de citoyens, mais il est difficile d'obtenir pour chaque pays des estimations définies de façon cohérente. Une autre option pour le dénominateur consisterait à utiliser la population inscrite, mais n'a pas pu être utilisée, car les méthodes d'enregistrement diffèrent d'un pays à l'autre (et même entre États américains).
  15. Si l'on avait exprimé le taux en proportion de la population citoyenne, l'écart entre le Canada et les États-Unis aurait pu être encore plus grand en 2008, étant donné que les États-Unis compte chez eux un nombre légèrement supérieur de résidents non permanents (et de personnes incarcérées).

Documents consultés

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UNITED STATES CENSUS BUREAU. 2010. Voting and Registration in the Election of November 2008: Population Characteristics, P20-562, Washington, D.C., U.S. Department of Commerce, Economics and Statistics Administration, U.S. Census Bureau, 17 p., (site consulté le 8 février 2012).

Auteurs

Sharanjit Uppal et Sébastien LaRochelle-Côté travaillent à la Division de la statistique du travail. On peut joindre Sharanjit Uppal au 613-951-3887. Sébastien LaRochelle-Côté peut être joint au 613-951-0803 ou l'un ou l'autre à perspective@statcan.gc.ca.

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