Les interd´ ependances effectives (indicateurs WVS)

d’abord mesur´es sur la confiance interpersonnelle (cf. tableau 5.7). Le mo-d`ele A inclut la variable d’interaction entre vagues et cohortes et les variables indiquant les interd´ependances<sup>13</sup>. Le mod`ele B exclut la variable d’interac-tion entre vagues et cohortes tout en incluant toutes les variables mesurant des interd´ependances. Le mod`ele A (tableau 5.7) peut ainsi ˆetre compar´e au mod`ele C du tableau 5.2. Le mod`ele B (tableau 5.7) peut ˆetre compar´e au mod`ele B du tableau 5.2.

Apr`es avoir inclus les indicateurs d’interd´ependance, les effets combin´es de p´eriode et de cohorte (mod`ele A) sont toujours pr´esents avec une in-tensit´e comparable `a celle pr´esente dans le mod`ele pr´esent´e dans le tableau 5.2. Cela sugg`ere que les cohortes 1915-1944 montrent des caract´eristiques inscrites dans un parcours qui tire sa sp´ecificit´e de la p´eriode de naissance des individus et d’un v´ecu similaire des p´eriodes sociohistoriques traver-s´ees au cours du temps. Ces caract´eristiques sp´ecifiques ont des effets sur

13. Dans une phase exploratoire, la seule autre interaction l´eg`erement significative trou-v´ee, parmi toutes celles possibles dans ce mod`ele, concerne la vague et le statut profes-sionnel. S’agissant de groupes d’individus homog`enes, la tendance `a plus de confiance qui caract´erise les individus retrait´es en 1996 reproduites par le mod`ele non montr´e (exp(β)=2.42**) se retrouve dans le mod`ele A (cf. tableau 5.7), en 1996, pour les in-dividus n´es entre 1915-1924 (exp(β)=5.02**) et pour les individus n´es entre 1925-1934 (exp(β)=3.43***).

la confiance interpersonnelle qui sont clairement attest´es par les effets de la variable d’interaction entre p´eriode et cohorte : la p´eriode 1996 repr´ e-sente un moment particulier pour les cohortes 1915-1924 et 1925-1934 et la p´eriode 1989 pour la cohorte 1935-1944. Le mod`ele A montre ensuite qu’en 2007 ces cohortes affichent des niveaux significativement plus bas de confiance par rapport `a la cohorte de r´ef´erence, 1955-1964, devant la mˆeme p´eriode. Ces effets nous poussent donc `a une analyse plus approfondie des interd´ependances qui caract´erisent les individus des cohortes de naissance 1915-1944 et cela avec une attention particuli`ere `a la p´eriode du milieu des ann´ees 1990. Nous retournerons ainsi sur ce point dans la conclusion de cette sous-section.

Pour ce qui concerne le mod`ele B, on remarque que, apr`es l’inclusion des interd´ependances, les effets de cohorte sont compl`etement absents. Cela laisse entendre que les caract´eristiques des cohortes sont enti`erement expli-qu´ees par les interd´ependances.

Tableau 5.7 – Effets des interd´ependances effectives sur la confiance inter-personnelle, indicateur WVS (r´egressions logistiques)

Tableau 5.7 – continue sur la prochaine page

Tableau 5.7 – suite

Apprentissage ou ´ecole prof. r´ef. r´ef.

Maturit´e 2.02*** 1.98***

Ecole technique 1.15 1.18

Ecole tech. sup. / universit´e 2.19*** 2.21***

Statut professionnel des types d’association, la modalit´e de r´ef´erence est non-membre.

Les effets des les interd´ependances sur la confiance sont les mˆemes pour les deux mod`eles A et B. Une grande partie des variables mesurant les inter-d´ependances effectives ont des effets statistiquement significatifs. D’abord, les niveaux de formation«maturit´e»et«universit´e»doublent les chances de la confiance interpersonnelle. Les ´etudes sup´erieures et la voie d’´etudes qui m`ene `a l’universit´e permettent aux individus de faire plus facilement confiance aux autres. Ensuite, le statut professionnel influence les niveaux de confiance : les chances plus ´elev´ees de faire confiance aux autres sont pr´esentes pour les individus travaillant `a temps partiel, alors que tous les

autres statuts (statut d’´etudiant exclu) diminuent ces chances. L’emploi `a plein temps, le statut d’ind´ependant, la retraite et le fait d’ˆetre femme ou homme au foyer r´eduisent les chances de faire confiance. C’est ´egalement le cas du statut de sans-emploi. Une insertion partielle dans le domaine du travail favorise donc la confiance interpersonnelle. L’´etat civil et le sexe des individus n’ont pas de r´epercussions sur les niveaux de confiance. Enfin, la participation `a deux types d’association civique augmente la confiance : les individus membres d’une associations culturelle ou d’une association envi-ronnementaliste ont plus de chances de faire confiance aux autres.

Nous revenons maintenant sur la question de la permanence des effets de cohorte pour les individus n´es entre 1915 et 1944. A travers la variable d’interaction entre vague et cohorte, on met en ´evidence d’abord que les individus appartenant aux cohortes 1915-1924 et 1925-1934 ont moins de chances de faire confiance aux autres par rapport `a la cohorte de r´ef´erence (1955-1964) en 2007, ensuite que ces chances par rapport `a cette cohorte de r´ef´erence, sont 3 `a 4 fois plus ´elev´ees en 1996 et, enfin, que pour la cohorte 1935-1944, ces chances augmentent de 2.5 en 1989.

Sachant qu’un effet de p´eriode tr`es significatif fait baisser la confiance en 1996, pourquoi les individus n´es entre environ 1915 et 1944, c’est-` a-dire caract´eris´es par un parcours de vie conservateur (Sapin et al., 2007), gardent des niveaux significativement plus ´elev´es de confiance interperson-nelle, tandis que, paradoxalement, ils affichent des niveaux moyens plus bas de confiance que les autres cohortes sur la p´eriode consid´er´ee par l’enquˆete WVS ? La r´eponse `a cette question peut ˆetre construite `a partir de l’´etude des interd´ependances effectives de ces cohortes. Le tableau 5.8 d´ecrit le pro-fil d’appartenance `a la cohorte 1915-1944 selon la participation aux vagues de la WVS et les indicateurs des interd´ependances effectives d´ej`a pr´esent´es dans le tableau 5.7.

Tableau 5.8 – Interd´ependances effectives de la cohorte 1915-1944, donn´ees WVS (r´egression logistique)

Apprentissage ou ´ecole prof. r´ef.

Maturit´e 0.58**

Ecole technique 0.94

Ecole tech. Sup./Univerit´e 0.82

Tableau 5.8 – continue sur la prochaine page

Tableau 5.8 – suite Note : pour chacun des types d’association, la modalit´e de r´ef´erence est non-membre. On exclut les modalit´es ´etudiant et sans-emploi de la variable statut professionnel `a cause de l’absence d’effectifs.

Pour des raisons d’ˆage, ces individus sont surrepr´esent´es dans les deux premi`eres vagues par rapport `a la troisi`eme. Ces individus affichent ensuite une proportion plus grande d’individus avec des niveaux d’´education peu ´ ele-v´es et des proportions de c´elibataires et de couples non mari´es plus faibles.

Le statut professionnel (la variable contribuant plus fortement `a l’ajuste-ment du mod`ele) le plus repr´esent´e correspond `a celui de la retrait´e (82%), ou de femme ou d’homme au foyer (41%). Les personnes travaillant `a plein temps sont rares (16%). Les individus membres d’une association caritative ou d’une association culturelle ont ´egalement plus de chances d’appartenir

`

a cette cohorte¹⁴.

Si l’on retourne sur les effets significatifs de la variable d’interaction entre vague et cohorte (cf. tableau 5.7), les individus n´es entre 1915 et 1934 se distinguent des niveaux de confiance plus ´elev´es en 1996 ; les individus n´es entre 1935 et 1944 par un niveau de confiance plus ´elev´e en 1989. Deux

14. Le tableau J des annexes d´ecrit le profil d’appartenance `a la cohorte 1955-1974. On trouve des r´esultats significatifs invers´es pour presque toutes les variables.

explications inh´erentes `a la combinaison de la position du parcours de vie avec le moment sociohistorique et avec le type de parcours de vie peuvent ˆ

etre donn´ees. Premi`erement, en 1996, les deux cohortes n´ees entre 1915 et 1934 viennent de sortir (passage `a la retraite) d’un monde du travail caract´eris´e par la crise ´economique et l’incertitude (cf. ´egalement tableau K, `a la page 252 des annexes). Deuxi`emement, en 1989, les individus n´es entre 1935 et 1944 sont les derniers `a avoir b´en´efici´e pendant environ leur premier ˆage adulte d’un parcours de type acquisitif (Sapin et al., 2007) qui leur a fourni des moyens sup´erieurs aux autres cohortes (cf. sous-section 3.1, page 67).

Nous passons maintenant aux effets des interd´ependances effectives sur la confiance institutionnelle (cf. tableau 5.9). D’abord, on remarque que les effets de p´eriode sont encore tr`es intenses. Par rapport aux mod`eles sans les variables mesurant les interd´ependances effectives (cf. tableau 5.4, p. 133), les effets de cohorte restent significatifs pour un nombre inf´erieur d’indica-teurs de confiance. Pour tous les indicad’indica-teurs de confiance institutionnelle, on remarque que le niveau de formation m´ediatise plus fortement les effets de l’appartenance aux cohortes. Ensuite, l’influence de l’´etat civil est ´ egale-ment significative, mais seuleegale-ment pour les institutions politiques nationales (partis politiques exclus).

La confiance dans le gouvernement est plus ´elev´ee pour les hautes ni-veaux de formation. Elle est en revanche affaiblie si les individus se trouvent en couple sans ˆetre mari´es ou s’ils sont veufs ou veuves. Enfin, ˆetre membre d’un parti politique ou d’une association professionnelle augmente les chances de confiance dans le gouvernement. Les effets des facteurs explicatifs sur la confiance dans le parlement suivent de pr`es les tendances affich´ees dans le cas de la confiance dans le gouvernement avec, de plus, un affaiblissement marqu´e des effets de cohorte. L’effet de la participation aux associations est en revanche absent. Ensuite, le fait d’ˆetre un homme diminue les chances de confiance dans le parlement. Ce mˆeme effet du sexe se retrouve dans le cas de la confiance dans la police. Cette derni`ere est en revanche affai-blie par le niveau de formation maturit´e. L’´etat civil influence ´egalement la confiance dans la police : les personnes mari´ees ou veuves se d´eclarent plus confiantes. Comme pour le gouvernement, l’adh´esion `a des partis politiques et la participation `a des associations professionnelles augmentent les chances de confiance dans la police.

Tableau5.9–Effetsdesinterd´ependanceseffectivessurlaconfianceinstitutionnelle,indicateursWVS(r´eg.logistiques) gouvernentparlementpolicesyst`emel´egalpartisUEUN Vagues 19892.31***3.04**0.75**1.10–1 3.22***2.14*** 19960.60***0.75**0.44***0.65***1.051.50***0.91 2007r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef. Cohortes 1903-142.76***1.73*2.27**1.681.340.990.99 1915-241.81**1.451.280.991.000.840.53*** 1925-341.311.121.040.750.630.820.74* 1935-441.39*0.960.75*0.890.881.130.87 1945-541.001.070.830.74**0.851.30**1.01 1955-64r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef. 1965-741.141.161.091.151.091.51***1.41** 1975-890.931.211.421.410.791.381.51* Niveaudeformation Sansouobligatoire0.961.131.150.861.42**0.900.88 Apprentissageou´ecoleprof.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef. Maturit´e1.270.920.73*1.43*1.441.191.17 Ecoletechnique1.45**1.27*0.991.211.37*1.48***1.31** Ecoletech.sup./universit´e1.69***1.47***0.871.57***0.991.57***1.52*** Statutprofessionnel Pleintemps0.911.121.110.891.290.930.98 Tempspartielr´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef. Ind´ependant1.351.211.160.751.390.930.90 Retrait´e0.941.241.300.791.481.241.35 Sans-emploi1.901.421.520.591.430.671.02 Aufoyer0.970.941.230.900.970.880.85 Etudiant1.411.231.171.091.651.461.86* Sexe-homme0.890.70**0.75**0.910.910.77**0.69*** Tableau5.9–continuesurlaprochainepage

Tableau5.9–suite gouvernentparlementpolicesyst`emel´egalpartisUEUN Etatcivil Mari´e-er´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef.r´ef. C´elibataire1.001.000.67***0.811.301.031.06 Couplenonmari´e0.55***0.60***0.57***0.60**1.141.091.02 Divorc´e/s´epar´e0.65**0.72**0.63***0.780.730.970.91 Veuf-veuve0.67**0.69*0.790.831.051.061.07 Membreassoc.caritative1.051.171.070.970.941.211.11 Membreassoc.culturelle1.171.160.920.941.120.901.02 Membresyndicat0.960.870.970.960.670.980.98 Membrepartipolitique1.50**1.391.91**1.192.56***0.941.02 Membreassoc.environ.0.760.830.850.861.221.251.13 Membreassoc.prof.1.46**1.211.51**1.261.311.130.95 Constante1.61***0.956.24***3.98***0.28***0.46***0.91 Param`etres30303030293030 Ajustement358.42***335.62***189.68***120.45***77.39***216.08***167.42*** R2 deNagelkerke0.130.120.070.050.050.080.06 Effectifs3567350836423614223333643385 Entr´eesdutableau:exp(β).Significativit´e:***=p≤0.001;∗∗=p≤0.01;∗=p≤0.05 1 L’indicateurdeconfiancedanslespartispolitiquesn’estpaspr´esenten1989.

Si pour la police l’appartenance `a la cohorte 1903-1914 augmente la confiance et `a la cohorte 1935-1944 la diminue, pour le syst`eme l´egal, cet effet d’affaiblissement est pr´esent pour la cohorte 1945-1954. Le niveau de formation universitaire augmente la confiance dans le syst`eme l´egal et le fait d’ˆetre en couple sans ˆetre mari´e la diminue. La confiance dans les partis est augment´ee par le niveau de formation ´ecole technique.

Pour les institutions supranationales, des effets similaires d’une insti-tution `a l’autre se distinguent pour les cohortes de naissance et le niveau de formation. Pour l’Union europ´eenne comme pour les Nations Unies, les chances de confiance sont plus ´elev´ees pour les cohortes plus jeunes. En-fin, les niveaux de formation ´elev´es et le statut d’´etudiant augmentent la confiance dans les Nations Unies.

5.4.2 Les interd´ependances effectives et la cohorte de