3. Modèle statistique

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3.1 Stratégie d'estimation

Étant donné que les informations statistiques relatives aux niveaux de participation sont catégoriques et hiérarchiques, les modèles de régression linéaire et multinomiale fournissent des estimations biaisées des corrélats sociaux de la participation aux activités culturelles, puisque aucun d'eux ne tient compte de la nature hiérarchique de la variable dépendante. Dans un tel contexte, notre stratégie d'estimation se bâtit autour du modèle de régression stéréotype ordonnée (RSO) proposé parAnderson (1984). L'intuition sous-jacente au modèle de RSO est que chaque personne interviewée (considérée comme un juge parAnderson) a des stéréotypes caractérisant les niveaux de participation. Conséquemment, il ou elle analyse chaque niveau de participation et choisit le niveau dont le stéréotype correspond le mieux à son opinion de la question posée (Long et Freese, 2006).

En plus de prendre en compte la nature ordinale et ordonnée de la variable dépendante, le modèle de RSO comporte un avantage important par rapport aux autres modèles de régression des variables dépendantes catégoriques, comme le modèle continu regroupé de McCullagh (1980) et le modèle des ratios de continuation de Fienberg (1980). Il adresse deux questions primordiales. Tout d'abord, la question de savoir si deux catégories adjacentes de la variable dépendante sont essentiellement les mêmes en ce qui concerne les variables explicatives. Ensuite celle ayant rapport au caractère approprié de la relation d'ordre telle que suggérée dans l'analyse (Greenwood et Farewell, 1988).

Par ailleurs, notre stratégie d'estimation est techniquement supportée par deux procédures de sélection de modèles de régression. D'abord, nous avons essayé le modèle logit ordonné standard et avons appliqué le test de Brant (1990) pour vérifier l'hypothèse des chances parallèles. Par après, nous avons estimé le modèle logistique cumulatif qui prend en compte la forme hiérarchique de la variable dépendante et nous avons par la même occasion utilisée le test du score. Dans des résultats non présentés dans cette analyse, des statistiques de test significatives (c.-à-d. Wald et score) fournissent la preuve que l'hypothèse des chances proportionnelles doit être rejetée dans le cadre de notre étude.⁸

Le modèle de RSO peut être représenté comme suit :

Sujet à :

Où Xi indique le vecteur des variables indépendantes; β dénote le vecteur des paramètres d'effets des variables exogènes; κ est le nombre de points de découpage de la variable dépendante ( Y_i ) ; α _q, α _s représentent les paramètres restreints d'interception des modèles de régression;⁹ et φ _q représente la mesure d'échelle de la variable dépendante.¹⁰

La condition (2.2) stipule qu'hormis le terme constant, toutes les variables indépendantes n'ont pas nécessairement un effet égal dans toutes les catégories de la variable dépendante. Des valeurs de φ statistiquement significatives ont deux implications analytiques très importantes. Premièrement, elles indiquent que l'ordonnancement du modèle de régression est celui suggéré par la définition des différentes catégories de la variable dépendante. Deuxièmement, elles impliquent que l'effet des variables exogènes sur le premier rapport des chances est supérieur à leur effet sur le deuxième, et ainsi de suite. La condition (2.3), qui suit la recommandation d' Anderson (1984), représente une contrainte d' ordre supplémentaire qui permet au modèle (2.1) d'être identifié lorsque l'on utilise les valeurs estimatives attribuées à la variable réponse (Ananth et Kleinbaum, 1997). Dans l'environnement du modèle de RSO, un coefficient positif signifie que les valeurs plus élevées pour cette variable exogène prédisent une participation plus accrue aux activités culturelles, toutes autres choses étant égales par ailleurs. Clairement, les adultes qui présentent cette caractéristique sont plus susceptibles de déclarer des taux de participation plus élevés que ceux des personnes qui n'ont pas cette caractéristique, lorsque toutes les autres variables sont maintenues constantes. L'inverse est vrai dans le cas d'un coefficient négatif.

3.2 Variables indépendantes

Afin de déterminer les facteurs socioéconomiques et démographiques les plus importants dans l'explication de l'hétérogénéité observée dans la consommation des biens et services culturels au Canada, nous avons entrepris d'examiner un large éventail de variables indépendantes. D'abord, nous tenons compte des variables explicatives telles que le revenu du ménage, le niveau de scolarité et la profession libérale, qui ont toutes été trouvées statistiquement significatives dans les recherches empiriques antérieures (voirAteca-Amestoy, 2005; Borgonovi, 2004; Gray, 2003; Lewis et Seaman, 2004, Sturgis et Jackson, 2003). En outre, les sociologues, psychologues, spécialistes du marketing et économistes ont tous constaté que les caractéristiques des antécédents familiaux sont de puissants catalyseurs de la participation aux activités culturelles, qu'elles aient lieu à l'intérieur ou à l'extérieur du domicile (par exemple, voir Bourdieu, 1984; DiMaggio et Useem, 1978b; O'Hagan, 1996; Upright, 2004). Ainsi donc, pour mieux saisir l'effet des situation socioéconomiques passées et contemporaines d'une personne sur son niveau de consommation de biens et services de la culture, nous tenons compte du niveau de scolarité des parents ainsi que celui du partenaire conjugal.

Nous contrôlons l'âge, puisque la consommation régulière des commodités culturelles (comme le théâtre, les galeries publiques, les musées d'art et la littérature) nécessite le développement des goûts, ce qui constitue un processus d'apprentissage de toute une vie (Gray, 2003; Lévy-Garboua et Montmarquette, 1996; McCain, 1995). La prise en compte de l'âge comme variable explicative nous permet par ailleurs de tenir compte des effets comme l'entrée sur le marché du travail, la mauvaise santé et la faible mobilité dans l'explication de l'hétérogénéité observée de la participation aux activités culturelles (Borgonovi, 2004).

Les preuves empiriques antérieures indiquent que le sexe de l'individu joue un rôle prépondérant dans sa participation aux activités culturelles. Comme exemple, Gray (2003) a montré que les femmes américaines étaient plus susceptibles que leurs homologues masculins d'assister à des événements artistiques tels que les concerts de musique classique, les opéras, les comédies musicales, les pièces de théâtre, les ballets et les musées. Pareillement, dans une analyse comparative sur la participation aux arts aux États-Unis, DiMaggio et Mukhtar (2004) ont noté que non seulement la surreprésentation des femmes persiste dans toutes les activités culturelles, 'elle s'accroît même au fil du temps. Faisant suite à ce pan de la littérature empirique sur la participation culturelle, nous intégrons aussi le sexe de l'individu parmi nos variables de contrôle.

Nous prenons compte d'autre possibles sources de l'hétérogénéité observée dans la consommation des commodités culturelles en utilisant l'information statistique provenant de deux variables représentant le nombre de jeunes enfants à la maison, âgés de 0 à 4 ans et de 5 à 12 ans respectivement. Vu que la participation aux activités culturelles est généralement très intensive en temps, la prise en compte du nombre de jeunes enfants vivant dans la même maison que l'individu d'intérêt permet de capter la magnitude du temps que ce dernier réserve aux loisirs. Nous pouvons raisonnablement penser que la présence de jeunes enfants dans le ménage peut amener les personnes adultes à consacrer plus de temps à l'entretien du ménage et aux soins de la famille. Ce qui en retour faire décroître significativement le temps qu'ils alloueraient à des loisirs personnels. Forts de cet argument, nous pouvons raisonnablement nous attendre à ce que la participation à la plupart des activités culturelles, surtout celles qui ont lieu à l'extérieur du domicile, diminue avec nombre de jeunes enfants à la maison, toutes choses étant égales par ailleurs.

Similairement, quatre variables muettes sont incluses pour représenter l'état matrimonial du répondant (c.-à-d. marié, vivant en union libre, veuf et célibataire; avec divorcé ou séparé servant de catégorie de référence). Ces variables nous permettent de cerner l'importance que revêt la structure civique du ménage dans la participation aux activités culturelles. Nous nous attendons à ce que les personnes mariées ainsi que celles vivant en union libre soient moins susceptibles que les personnes divorcées ou séparées d'appartenir aux audiences de la plupart d'activités, parce que la présence d'un conjoint est généralement susceptible d'imposer des contraintes supplémentaires sur les préférences et les ensembles de choix (Ateca- Amestoy, 2005; Upright, 2004).

Dans le but de tenir compte du coût d'opportunité du temps, nous contrôlons la situation du répondant sur le marché du travail pendant l'année précédant l'enquête. Pour ce faire, nous introduisons aussi dans notre ensemble de variables explicatives deux variables muettes : travail autonome et travail permanent. Toutes autres choses étant égales, nous pouvons raisonnablement nous attendre à ce que les employés permanents soient moins susceptibles que les employés temporaires ou les étudiants d'avoir beaucoup de temps libres à consacrer aux loisirs.

Dans la lignée des recherches antérieures, notre analyse comprend également quatre variables muettes représentant l'emplacement géographique (c.-à-d. le Canada atlantique, le Québec, les Prairies et la Colombie-Britannique; l'Ontario servant de catégorie de référence) et une variable binaire indiquant si une personne habite une région urbaine ou non. Toutes ces variables nous permettent de tenir compte de facteurs contextuels et d'autres variables omises. À titre d'exemple, nous nous attendons à ce que les résidents de régions urbaines soient plus susceptibles que ceux des régions rurales de visiter souvent des galeries publiques et des musées d'art, car, du fait de marchés de taille restreinte, les petites régions sont moins susceptibles d'offrir des activités culturelles d'envergure, comme des pièces de théâtre, des galeries publiques ou des musées d'art (Gray, 2003). La province de Québec est l'une des provinces les plus populeuses du Canada. De plus, elle héberge un grand nombre d'organismes d'arts de scène à but non lucratif.¹¹ Ces deux éléments mis ensemble, nous amènent à conjecturer que, a priori, les Québécois seront plus susceptibles de participer à plusieurs événements artistiques.