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Conditions économiques et élections: le cas de l'élection provinciale de 1976 au Québec*

Published online by Cambridge University Press:  10 November 2009

Alain Albert
Alain Albert
Affiliation:
Université du Québec à Hull
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Abstract

Using data based on Quebec municipalities with more than 20,000 inhabitants, this article tests the hypothesis that the conjunction of economic conditions and labour unrest contributed significantly to the defeat of the Liberal party in the 1976 Quebec election. This hypothesis, suggested by the results of the election polls, follows from the conceptual framework furnished by political economy models. These models and the controversies they have given rise to are discussed first from a theoretical perspective. This discussion is followed by a brief review of empirical studies which could shed light on these controversies. Much of the theoretical discussion and most of the empirical results suggest that economic conditions generally have a significant influence on election results.

In the second part of the article, after a methodological discussion, we present the results of empirical tests conducted to examine our hypothesis about the influence of economic conditions on the November 1976 general election in Quebec. These results show that increased “fiscal pressure” between 1975 and 1976, union unrest, and the unemployment rate in 1976 had significant negative effects on the Liberal vote.

We conclude by raising questions about the effect economic factors could have on the results of the referendum on sovereignty-association.

Type
Research Article
Information
Canadian Journal of Political Science/Revue canadienne de science politique , Volume 13 , Issue 2 , June 1980 , pp. 325 - 345
Copyright
Copyright © Canadian Political Science Association (l'Association canadienne de science politique) and/et la Société québécoise de science politique 1980

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References

1 Pinard, M. etHamilton, R., « The Parti Québécois Comes to Power: An Analysis of the 1976 Quebec Election », cette REVUE 11 (1978), 739–75Google Scholar.

2 Ibid., 740.

3 La situation économique représente, aux yeux de 41 pour cent des électeurs interrogés, le plus important des enjeux électoraux. Viennent ensuite l'honnêteté du gouvernement (29%), le droit de grève dans le secteur public (12%), le choix de la langue d'enseignement (6%), la question de l'indépendance (7%) et la question constitutionnelle (2%). Voir Pinard et Hamilton, « The Parti Québécois Comes to Power », 746.

4 Ibid., 740.

5 Kalecki, M., « Political Aspects of Full Employment », Political Quarterly 14 (1943), 322–31.CrossRefGoogle Scholar

6 Frey, B.S., « Politico-Economic Models and Cycles », Journal ofPublic Economics 9 (1978), 203–20.Google Scholar

7 La différence entre ces deux approches est clairement illustrée dans I'ouvrage de Buchanan, etWagner, , Democracy in Deficit: The Political Legacy of Lord Keynes (New York: Academic Press, 1975)Google Scholar. Ces deux auteurs montrent comment l'orthodoxie keynésienne en matière de politique budgétaire a, dans un système politique où les politiciens sont en concurrence pour l'obtention de votes et où l'électorat se montre plus sensible à une réduction immédiate de taxes qu'à une baisse future du taux d'inflation, entraîné un biais systématique en faveur de la création de déficits budgétaires à caractére inflationniste et à effets fiscaux différés.

8 Outre le récent ouvrage de Tufte, E., Political Control of the Economy (Princeton, N.J.: Princeton University Press, 1978)Google Scholar, on citera les articles (à caractère plus technique) de Nordhaus, W., « The Political Business Cycle », Review of Economic Studies 42(1975), 169–90CrossRefGoogle Scholar; MacRae, D.C.,« A Political Modelof the Business Cycle », Journal of Political Economy 85 (1977), 239–63CrossRefGoogle Scholar; et Hibbs, D.A. Jr,« Political Parties and Macroeconomic Policy », American Political Science Review 71 (1977), 1467–87.CrossRefGoogle Scholar

9 Nordhaus, « The Political Business Cycle ».

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11 Hibbs, « Political Parties ».

12 Tufte, Political Control of the Economy.

13 C'est principalement à Lucas, R., « Expectations and the Neutrality of Money », Journal of Economic Theory 4 (1972), 103–24CrossRefGoogle Scholar, que l'on doit les récents développements de la théorie des anticipations rationnelles. Les implications, en matière de politique économique, de cette théorie ont été explorées par Sargent, T.J. etWallace, N., « Rational Expectations and the Theory of Economic Policy », Journal of Monetary Economics (1976), 169–83.CrossRefGoogle Scholar

14 Comme le suggèrent les analyses de Downs, A., An Economic Theory of Democracy (New York: Harper & Row, 1957)Google Scholar, et Tullock, G., Toward a Mathematics of Politics (Ann Arbor: University of Michigan Press, 1967)Google Scholar, l'ignorance politique est le résultat d'une attitude rationnelle de la part des électeurs.

15 McCallum, B.T.,« The Significance ofRational Expectations Theory », Challeng 22(1980), 37–43.CrossRefGoogle Scholar

16 Kramer, G.H., « Short-term Fluctuations in U.S. Voting Behavior, 1896–1964 », The American Political Science Review 65 (1971), 131–43CrossRefGoogle Scholar. Une erreur dans les données de Kramer—erreur qui touchait le caractére significatif du taux d'inflation—a été corrigée par la suite (Bobbs-Merrill reprint PS-498).

17 Stigler, G.J., « General Economic Conditions and National Elections », American Economic Review 63 (1973), 160–67.Google Scholar

18 La plausibilité de cette hypothése semble renforcée par une étude récente Schneider, de F., « Different Income Classes and Presidential Popularity: An Empirical Analysis » (Institute for Empirical Research in Economics, University of Zurich, 1977)Google Scholar. Dans cette étude Schneider montre que, quand le taux d'inflation s'accroit, la popularité du Président des Etats-Unis est d'autant plus élevée que le répondant appartient à un groupe de revenu faible (l'inverse étant vrai pour le taux de chômage). Les données de Schneider semblent done confirmer l'hypothèse de la sensibilité des électeurs aux effets redistributifs de l'inflation.

19 Arcelus, F. et Meltzer, A., « The Effect of Aggregate Economic Variables on Congressional Elections », The American Political Science Review 69 (1975), 1232–39.CrossRefGoogle Scholar

20 McCallum, B.T., « The Political Business Cycle: An Empirical Test », Southern Economic Journal 44 (1978), 504–15CrossRefGoogle Scholar.

21 Goodman, S. et Kramer, G.H., « Comments on Arcelus and Meltzer, The Effect of Aggregate Economic Conditions on Congressional Elections », The American Political Science Review 69 (1975), 1255–65.CrossRefGoogle Scholar

22 Crain, W.M., Deaton, T.H. etTollison, R.D., « Macroeconomics Determinants of the Vote in Presidential Elections », Public Finance Quarterly 6 (1978), 427–38.CrossRefGoogle Scholar

23 Tufte, Political Control of the Economy, ch. 5, 105–36.

24 Fair, R.C.,« The Effect of Economic Events on Votes for President », The Review of Economics and Statistics 60 (1978), 159–73.CrossRefGoogle Scholar

25 Selon Pinard et Hamilton, la performance du PLQ en matière de gestion de l'économie a été jugee de la manière suivante: 18 pour cent des 1,097 électeurs ayant répondu qualifièrent cette performance de « bonne » ou « très bonne », 48 pour cent la qualifièrent de « moyenne » et 25 pour cent de « mauvaise » ou « très mauvaise ». Voir Pinard et Hamilton, « The Parti Québécois Comes to Power », 755.

26 Gouvernement du Québec, Ministère du Revenu, Statistiques fiscales des particuliers du Québec (Québec: L'Editeur Officiel du Québec, plusieurs années).

27 Les limites des circonscriptions électorales ne coïncidant pas nécessairement avec celles des municipalités, il est rare que les traitements statistiques opérés portent sur l'ensemble des cas. C'est ainsi, par exemple, que les grosses municipalités telles que celles de Montréal, Québec et Laval ne peuvent, à cause de ces problèmes de limites géographiques, faire l'objet de traitements statistiques mettant en relation variables économiques et variables politiques.

28 La comparaison entre les pourcentages du vote populaire obtenus par chacun des deux grands partis sur l'ensemble du territoire et ceux obtenus par ces mêmes partis dans les municipalités qui composent notre échantillon témoigne de la représentativité électorale de ce dernier. En effet, alors que le Parti Libéral du Québec et le Parti Québécois obtenaient respectivement 33.8 pour cent et 41.4 pour cent du vote populaire aux élections de novembre 1976, les moyennes correspondantes de notre échantillon s'élévent respectivement à 33.8 pour cent et 39.1 pour cent. Cette comparaison fait apparaître une légère sous-estimation du vote péquiste.

29 Gouvernement du Québec, Bureau du Directeur Général des Elections, Elections 1976—Résultats officiels (Quebec: L'Editeur Officiel du Québec, 1977).Google Scholar

30 Comme le démontre par exemple Goldberger, l'hypothèse d'« homoscedasticité » (constance de la variance des erreurs résiduelles) est violée lorsque la variable dépendante utilisée dans une analyse de régression est de type ordinal; voir Goldberger, A.S., Econometric Theory (New York: Wiley and Sons, 1964), 249–50.Google Scholar II est cependant possible dans de tels cas d'avoir recours à un modèle d'estimation de type Probit. Un tel modèle, qui permet d'estimer la probabilité de réélection d'un candidat en fonction d'un certain nombre de variables indépendantes, a été développé par McKelvey, R.D. et Zavoina, W., « A Statistical Model for the Analysis of Ordinal Level Dependent Variables », Journal of Mathematical Sociology 4 (1975), 103–20.CrossRefGoogle Scholar

31 Pour des données historiques (1936–76) concernant l'ampleurde ces distorsions dans les élections provinciales au Québec, voir le récent Livre vert sur la réforme du mode de scrutin, Un Citoyen, un Vote (Quebec: Ministere d'Etat a la Reforme Electorale et Parlementaire, Editeur Officiel du Quebec, 1979), 29.Google Scholar

32 D'une manière plus formelle, soit GRIMPt, le taux de croissance annuel des impôts per capita entre les années t et t -1 et GREVCt, le taux de croissance annuel correspondant du revenu municipal per capita. La variable GRTPt est alors égale à:

et mesure done le rythme relatif d'accroissement annuel des impôts sur le revenu des particuliers.

33 Etant donné que I'agitation syndicale au cours des mois précédant l'élection de novembre 1976 a principalement été localisée dans le secteur public provincial, il aurait été souhaitable d'utiliser le nombre de contribuables syndiqués employés dans le secteur public provincial (plutôt que le nombre total de contribuables syndiqués) au numérateur de la variable TASYND. En l'absence de données sur le nombre d'employés syndiqués du secteur public provincial par municipalité, nous faisons I'hypothèse que le taux de syndicalisation municipal global constitue une bonne approximation du taux de syndicalisation municipal des employés du secteur public provincial.

34 La variable TCHOM ayant donné les mêmes résultats que la variable UNEMPL dans la plupart des équations de régression, seule cette dernière figure dans l'exposé des résultats de l'analyse empirique.

35 IIs'agit d'un sondage effectué parle CROPet publié dans le quotidien Montréal-Matin du 5 novembre 1976. Selon les résultats de ce sondage, 58 pour cent des électeurs interrogés se disaient insatisfaits de la tâche accomplie par le Parti Libéral du Québec en matière de création d'emplois (contre 26 pour cent d'électeurs satisfaits). Voir Pinard et Hamilton, « The Parti Québécois Comes to Power », 753, note 28.

36 Kenski, H.C., « The Impact of Unemployment on Congressional Elections, 1958–1974: A Cross-sectional Analysis », American Politics Quarterly 7 (1979), 147–54.CrossRefGoogle Scholar

37 Stigler, « General Economic Conditions », 163.

38 Les régressions qui n'ont donné aucun résultat significatif ne figurent pas dans le Tableau 2 afin de ne pas en compliquer la lecture.

39 Stigler, « General Economic Conditions », 164.

40 Les pondérations attribuées aux divers taux de croissance annuels gt ont été choisies de manière à accorder d'autant moins d'importance à ces taux qu'ils se rapportent à des années plus éloignées de l'année de l'élection. Plus formellement, on a:

où t=0 représente la période incluant l'année d'élection et r le taux d'actualisation (les resultats des régressions ne sont pas sensibles au choix du taux d'actualisation pour des valeurs de r variant entre .05 et .25. C'est cette demière valeur de r qui a servi pour les calculs publiés dans le Tableau 2).

41 Cette méthode d'identification des variables responsables de l'existence d'un problème de « multicollinéarité » est suggérée Lemieux, par P.H., « A Note on the Detection of Multicollinearity », American Journal of Political Science 22 (1978), 183–86.CrossRefGoogle Scholar

42 Des régressions simples de VOTLIB sur les variables représentatives du taux de chômage montrent, en particulier, que le taux qui prévalait en 1976 explique près de 30 pour cent de la variance, résultat qui se compare avantageusement aux 10 pour cent rapportés par Kenski («The Impact of Unemployment», 152). Ainsi pour UNEMPL, par exemple, on obtient:

(Les valeurs du test de t figurent entre parenthèses.)

43 A. H. Miller et R. Glass, « Economic Dissatisfaction and Electoral Choice » (manuscrit inédit, Center for Political Studies, University of Michigan, non daté).

44 Ibid., 36.