Comment expliquer l’engagement politique dans les sociétés démocratiques ?

Introduction

Le 17 novembre 2018, plus de 280 000 personnes, selon le ministère de l’Intérieur, occupent des ronds-points dans toute la France à l’appel de collectifs nés sur les réseaux sociaux. Beaucoup de ces « gilets jaunes », souvent employés, ouvriers ou indépendants, n’avaient jamais milité. L’épisode bouscule une idée bien établie par la sociologie politique : on s’engagerait d’autant plus qu’on est diplômé, cadre, d’âge mûr et de sexe masculin.

L’engagement politique désigne l’ensemble des activités par lesquelles un individu cherche à peser sur les décisions publiques ou à défendre une cause : voter, militer dans un parti ou un syndicat, s’investir dans une association, manifester, signer une pétition, boycotter. Les variables sociodémographiques sont les caractéristiques sociales qui permettent de comparer les individus : catégorie socioprofessionnelle, diplôme, âge et génération, sexe.

Le terme « seulement » ne conteste pas l’influence de ces variables, que les données confirment (documents 1 et 2) ; il invite à en mesurer la portée. Car l’engagement suppose aussi une décision : militer coûte du temps et de l’argent, alors que le résultat d’une mobilisation profite souvent à tous, y compris à ceux qui n’y ont pas participé.

Si l’engagement politique est socialement inégal, ces inégalités suffisent-elles à rendre compte de la décision de s’engager, de son intensité et de ses formes ?

Nous verrons d’abord que les variables sociodémographiques structurent fortement l’engagement (I), puis que celui-ci relève aussi d’un arbitrage entre coûts et rétributions (II), enfin qu’il dépend du contexte politique, des organisations et des règles qui encadrent la participation (III).

I. Les variables sociodémographiques structurent fortement l’engagement

Le diplôme et la catégorie socioprofessionnelle rendent d’abord l’engagement plus ou moins probable. Dans Le Cens caché (1978), Daniel Gaxie montre que la politique exige une compétence : comprendre un programme, se faire une opinion, la défendre en public. Les moins diplômés, qui doutent de cette compétence, s’excluent eux-mêmes, sans qu’aucune règle ne les écarte. Sidney Verba, Kay Lehman Schlozman et Henry Brady (Voice and Equality, 1995) y ajoutent les ressources : du temps, de l’argent et des compétences civiques, comme parler en public ou organiser une réunion, acquises à l’école et au travail. Les cadres et professions intellectuelles supérieures sont ainsi surreprésentés parmi les militants et les élus. Le document 1 nuance pourtant cette hiérarchie pour l’adhésion syndicale : en 2019, 11,2 % des cadres et 11,6 % des professions intermédiaires sont syndiqués, contre 9,7 % des employés et 9,0 % des ouvriers, soit un écart d’un peu plus de 2 points seulement entre cadres et ouvriers.

Car la position dans l’emploi compte autant que la catégorie sociale. Selon le document 1, 18,4 % des agents de la fonction publique sont syndiqués en 2019, contre 7,8 % des salariés du privé : un écart de 10,6 points, soit un taux 2,4 fois plus élevé. La stabilité de l’emploi des fonctionnaires réduit le coût et le risque de l’engagement, alors que dans le privé, et surtout dans les petites entreprises et les emplois précaires, afficher son adhésion peut exposer à des représailles. L’âge joue dans le même sens : 2,7 % des salariés de moins de 30 ans sont syndiqués, contre 14,7 % des 50 ans ou plus, soit un taux 5,4 fois plus élevé. C’est d’abord un effet d’âge : les jeunes, moins installés dans un emploi stable, ont moins d’attaches avec les organisations. Mais c’est aussi, selon Karl Mannheim (1928), un effet de génération : les générations récentes, socialisées dans une société plus individualisée, préfèrent des engagements ponctuels, comme la pétition ou la manifestation, à l’adhésion durable.

Le sexe, enfin, pèse surtout sur l’accès aux fonctions de responsabilité. Électrices et éligibles depuis 1944, les femmes ne représentent que 5,6 % des députés élus en 1945 et encore 10,9 % en 1997 (document 2). La socialisation différenciée, qui encourage moins les filles à prendre la parole en public, le partage inégal du travail domestique, qui réduit le temps disponible pour militer, et la sélection des candidats par des partis longtemps dominés par des hommes rendent leur accès au mandat moins probable. L’écart se retrouve dans l’adhésion syndicale : 11,0 % des hommes contre 9,5 % des femmes en 2019 (document 1). Ces variables se cumulent : un jeune salarié précaire du privé a beaucoup moins de chances de s’engager durablement qu’un fonctionnaire de cinquante ans.

Les variables sociodémographiques disent donc qui s’engage le plus et sous quelle forme. Elles ne disent pas pourquoi un individu franchit le pas, alors que le résultat de l’action profitera aussi à ceux qui restent chez eux : il faut analyser le calcul de l’individu.

II. Mais l’engagement relève aussi d’un arbitrage entre coûts et rétributions

Même les mieux dotés peuvent ne pas s’engager. Selon Mancur Olson (The Logic of Collective Action, 1965), un individu rationnel compare le coût de sa participation, certain et immédiat, au bénéfice qu’il en attend. Or le résultat d’une mobilisation est souvent un bien collectif, dont personne ne peut être exclu : une hausse de salaire négociée par un syndicat profite aux syndiqués comme aux autres. Chacun a donc intérêt à se comporter en passager clandestin, et cela d’autant plus que le groupe est grand, car sa contribution y est imperceptible. Le document 1 l’illustre : en 2019, seuls 10,3 % des salariés sont syndiqués, alors que la quasi-totalité est couverte par une convention collective. Ce paradoxe de l’action collective vaut pour tous les groupes sociaux : il explique la faiblesse de l’engagement ordinaire indépendamment des variables sociodémographiques.

Les organisations peuvent cependant modifier ce calcul par des incitations sélectives, c’est-à-dire des avantages réservés à leurs membres, comme l’envisage Olson lui-même. Le document 3 en donne l’exemple le plus net. En 2019, 66 % des salariés suédois, 63 % des danois et 59 % des finlandais sont syndiqués, contre 10 % en France et aux États-Unis. Dans ces pays nordiques, le système de Gand lie l’assurance chômage à des caisses associées aux syndicats : adhérer facilite l’accès à une protection en cas de perte d’emploi, c’est-à-dire à un bien privé. La moyenne simple des quatre pays à système de Gand atteint environ 60 %, soit quatre fois celle des quatre autres pays du document, environ 15 %. Or les salariés suédois et français ne diffèrent pas à ce point par leur diplôme ou leur âge : c’est l’institution qui change le calcul. La corrélation porte toutefois sur huit pays seulement, qui diffèrent aussi par leur négociation collective et leur histoire syndicale.

L’engagement procure aussi des satisfactions qui compensent son coût. Daniel Gaxie (« Économie des partis et rétributions du militantisme », 1977) distingue des rétributions matérielles, comme un mandat, un emploi de collaborateur ou une carrière, et des rétributions symboliques : la sociabilité, l’estime des camarades, le sentiment d’être utile, les savoir-faire acquis en prenant la parole ou en organisant une réunion. Réservées à ceux qui participent, elles expliquent qu’un engagement coûteux soit vécu comme une source de satisfaction, et leur affaiblissement explique en retour certaines défections. Albert Hirschman (Shifting Involvements, 1982) va plus loin : l’engagement peut être recherché pour lui-même, par des individus déçus par une vie privée tournée vers la consommation. Ces mécanismes ne sont pas indépendants des variables sociales, car les rétributions symboliques profitent davantage à ceux qui savent déjà parler en public ; mais ils montrent que l’engagement est aussi une décision.

L’individu arbitre donc entre les coûts et les rétributions de son engagement. Mais ce calcul ne se fait pas dans le vide : il dépend du moment politique, des organisations qui mobilisent et des règles qui encadrent la participation.

III. Le contexte politique, les organisations et les règles font aussi l’engagement

La mobilisation dépend d’abord de la structure des opportunités politiques, notion forgée par Peter Eisinger en 1973 et développée par Sidney Tarrow (Power in Movement, 1994) : le degré d’ouverture du système politique, la présence d’alliés, les divisions des élites et la répression modifient les chances de succès, donc l’intérêt de s’engager. Le document 4 le montre pour la réforme des retraites de 2023. Selon le ministère de l’Intérieur, la mobilisation passe de 1,12 million de manifestants le 19 janvier à 1,28 million le 7 mars, soit une hausse d’environ 14 %. Le recours à l’article 49.3, le 16 mars, vécu comme un passage en force, la maintient à un niveau élevé le 23 mars : 1,09 million de manifestants selon l’Intérieur, un peu moins que le 7 mars, et 3,5 millions selon la CGT, autant que le 7 mars. Après la décision du Conseil constitutionnel du 14 avril, l’issue paraît fermée : le 6 juin, le nombre de manifestants a reculé de 78 % environ par rapport au 7 mars selon l’Intérieur. Les caractéristiques sociales des salariés n’ont pas changé en trois mois : c’est le contexte qui a changé.

Les organisations fournissent ensuite les ressources qui rendent l’action possible. Pour Anthony Oberschall (Social Conflict and Social Movements, 1973), un groupe déjà structuré, doté de réseaux, de leaders et de moyens, se mobilise plus facilement qu’une foule d’individus isolés : l’organisation informe, fixe les dates et réduit le coût de la participation. En 2023, c’est l’intersyndicale unie qui organise les journées du document 4, dans un pays où seuls 10,3 % des salariés sont syndiqués (document 1) : les syndicats mobilisent bien au-delà de leurs adhérents. À l’inverse, les réseaux sociaux permettent aujourd’hui de mobiliser sans organisation préalable des personnes peu dotées et jusque-là peu engagées, comme les gilets jaunes en 2018, même si, selon Zeynep Tufekci (Twitter and Tear Gas, 2017), ces mouvements peinent ensuite à durer faute de structures.

Les règles, enfin, peuvent corriger l’effet d’une variable sociodémographique. La loi sur la parité du 6 juin 2000 réduit le financement public des partis qui ne présentent pas autant de femmes que d’hommes aux législatives. Son effet est progressif, car certains partis préfèrent payer la pénalité : la part des femmes parmi les députés passe de 10,9 % en 1997 à 12,3 % en 2002, puis 26,9 % en 2012 et 38,8 % en 2017, soit une hausse de 27,9 points en vingt ans, avec 3,6 fois plus de députées (document 2). Le léger recul à 36,0 % en 2024 rappelle que rien n’est acquis. Le système de Gand (document 3) montre de la même façon qu’une institution peut rendre l’engagement plus probable. L’influence des variables sociodémographiques dépend donc aussi de choix politiques.

Conclusion

Les variables sociodémographiques expliquent qui s’engage le plus et sous quelle forme : le diplôme, la catégorie socioprofessionnelle, le statut d’emploi, l’âge, la génération et le sexe rendent l’engagement plus ou moins probable, comme le montrent le cens caché décrit par Gaxie, l’écart de syndicalisation entre fonction publique et secteur privé ou la sous-représentation persistante des femmes à l’Assemblée.

Elles ne suffisent pourtant pas. L’engagement suppose de surmonter le paradoxe de l’action collective, grâce à des incitations sélectives et à des rétributions matérielles et symboliques ; il dépend aussi de la structure des opportunités politiques, des ressources des organisations et des règles qui transforment une disposition en mobilisation effective. L’engagement naît ainsi de la rencontre entre des dispositions socialement inégales et des occasions historiques.

Reste à savoir si le numérique, en abaissant le coût de la participation, réduit ces inégalités ou en crée de nouvelles, au profit de ceux qui maîtrisent le mieux ces outils.

Ce que le correcteur valorise — Ce qui distingue cette copie d’une copie moyenne, c’est qu’elle ne récite pas les quatre variables puis trois auteurs : elle donne pour chaque variable un mécanisme (compétence ressentie, ressources, coût et risque de l’engagement, socialisation), puis montre avec les documents ce que ces variables n’expliquent pas, comme l’écart entre la Suède et la France ou la chute de la mobilisation entre mars et juin 2023. Le correcteur valorise les calculs simples et justes (écart en points, rapport, taux de variation, moyenne simple), l’usage nuancé du document 1, qui montre un faible écart entre cadres et ouvriers pour l’adhésion syndicale, et une réponse claire au mot « seulement » : les variables comptent, mais elles ne suffisent pas.