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Politique agricole et résultats électoraux en milieu agricole au Québec*

Published online by Cambridge University Press:  10 November 2009

André Blais
André Blais
Affiliation:
Université de Montréal
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Abstract

Politique agricole et résultats électoraux en milieu agricole au Québec

The purpose of this article is to assess the degree to which the agricultural policy of the Quebec government influences the provincial vote in rural areas. More precisely, does the pro-government vote shift as a result of the short-term economic impact of agricultural policy? This general hypothesis is broken down into four specific hypotheses. The unit of analysis is the agricultural locality, that is, one in which at least 50 per cent of the population lives on a farm. The analysis bears on the voting shifts in the elections of I960, 1962, 1966, 1970 and 1973.

Two of the hypotheses are clearly invalid. The other two are confirmed for the election of 1966 but not for the election of 1973. The agricultural policy of the provincial government seems, therefore, to have an electoral impact only under certain conditions. It becomes clear that only policy changes effected a short time before an election, and that involve programmes with a highly visible economic impact, can strongly influence the vote.

In addition, we find that the pro-government vote varies according to the very short-term rise and fall in the price of the main product found in each locality. The federal policy of price support for agricultural products is equally a voting determinant in certain elections; in fact, some unpopular decisions of the federal government are turned against the provincial government. In summary, electoral results are strongly influenced by very short-term economic circumstances, whether the government is responsible for them or not.

Type
Articles
Information
Canadian Journal of Political Science/Revue canadienne de science politique , Volume 11 , Issue 2 , June 1978 , pp. 333 - 382
Copyright
Copyright © Canadian Political Science Association (l'Association canadienne de science politique) and/et la Société québécoise de science politique 1978

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References

1 Pomper, Gérald, Elections in America (New York: Dodd. Mead. 1970). 96Google Scholar.

2 Ibid., 65.

3 Downs, Anthony, An Economic Theory of Democracy (New York: Harper, 1957), 74Google Scholar.

4 Pour une élaboration de ce point, Edelman, voir Murray, The Symbolic Uses of Politics (Urbana: University of Illinois Press, 1964)Google Scholar.

5 Pour une excellente illustration de ce point voir Copes, Parzeval, « The Fishermen's Vote in Newfoundland », cette Revue 3 (1970), 579–605Google Scholar. L'auteur y démontre que les différents programmes du gouvernement Smallwood envers les pêcheurs ont pu aider considérablement ces derniers à court terme, mais se sont révélés néfastes à long terme.

6 Pour une description plus détaillée, voir André Blais, « Politique agricole »(thèse de doctorat).

7 Klatzmann, Joseph, « Géographie électorate de l'agriculture française », dans Les paysans et la politique dans la France contemporaine, dir. Fauvet, Jacques et Mendras, Henri (Paris: Armand Colin, 1958), 41Google Scholar.

8 Léveillée, Jacques, « Le comportement électoral des agriculteurs », dans Le Processus électoral au Québec: les élections provinciales de 1970 et 1973, dir. Latouche, Daniel, Lord, Guy et Vaillancourt, Jean Guy (Montréal: Hurtubise, 1976), 168Google Scholar.

9 Signalons à titre de comparaison que Parzeval Copes a considéré qu' à Terre-Neuve, les pêcheurs exerçaient une influence extrême sur les résultats électoraux dans les circonscriptions où ils représentaient plus de 20 pour cent des électeurs. Voir Copes, « The Fishermen's Vote in Newfoundland », 592.

10 Blais, Voir André, DesRosiers, Rachel et Renaud, François, « L'effet en amont de la carte électorate: le cas de la région de Québec à l'élection fédérate de 1968 », cette Revue 7 (1974), 648–72Google Scholar.

11 Van Meter, Donald S., « Alternative Methods of Measuring Change: What Difference Does It Make? », Political Methodology 1 (1974), 137Google Scholar.

12 Voir en particulier Robert C. Freed, « Comparative Urban Policy and Performance », dans Handbook of Political Science, tome 6, Politics and Policy Making, dir. Greenstein, Fred I. et Polsby, Nelson N. (Reading: Addison-Wesley, 1975), 356Google Scholar, et Sharkansky, Ira, « Government Expenditures and Public Services in the American States », American Political Science Review 61 (1967), 1066–77CrossRefGoogle Scholar.

13 Voir, entre autres, Union Catholique des Cultivateurs, Rapport sur l'exercice 1961–1962 (Montréal), 63–64.

14 Pour les recensements de 1961 et de 1966, nous avons calculé le pourcentage de fermes dans une localité ayant déclaré des ventes de $2,500 et plus, pour le recensement de 1971, ce fut le pourcentage ayant déclaré des ventes de $5,000 et plus. Nous avons changé le point de coupure dans ce dernier cas de façon à maximiser la variance (le point de coupure se situant le plus près possible de la médiane).

15 Les données sur cette dernière variable n'ont été compilées que pour le recensement de 1971.

16 Voir Statistique Canada, Recensement du Canada 1971, tome 4, part. 2, Agriculture Québec, Catalogue: 96–706.

17 Cela peut sembler contredire la thèse de Maurice Pinard selon laquelle les agriculteurs ont tendance à voter contre le gouvernement sortant. Pinard, Voir Maurice, « Classes sociales et comportement électoral », dans Quatre élections provinciates au Québec: 1956–1966, dir. Lemieux, Vincent (Québec: Presses de l'Université Laval, 1969), 172–77. Il faut d'abord prériser que l'étude de Pinard porte sur le vote des agriculteurs et le nôtre sur le vote dans les localités agricoles. D'autre part, Pinard n'a considéré que les élections de 1960 et de 1962. Pour ces deux élections, nos données confirment ses conclusions, sauf que la tendance apparaît très peu marquée en 1960. Nos données indiquent que cette tendance ne s'est pas maintenue au cours des élections subséquentes. Pour une réfutation systématique de la thèse de Pinard, voir Jacques Léveillée, « Le comportement électoral des agriculteurs »Google Scholar.

18 Il n'est guère aisé de comparer l'évolution du revenu agricole à celui du revenu non-agricole. Pour une discussion un peu plus systématique des problèmes impliqués, voir Blais, « Politique agricole » (thèse de doctorat), 55–63. Une lacune du Tableau 3 est qu'il n'indique pas le revenu moyen ou médian. La raison en est bien simple. Les données sur le nombre de fermes ne sont disponibles que pour les années de recensement. Il est done impossible d'analyser l'évolution du revenu agricole moyen d'une année à l'autre. Une façon de contourner ce problème est d'avoir recours aux statistiques fiscales qui sont, elles, compilées sur une base annuelle et qui se prêtent à un calcul de moyenne. Cette façon de procéder amène cependant d'autres difficultés. Le nombre d'agriculteurs qui ne remplissaient pas de formule d'impôt est particulièrement élevé au Québec. En 1956, le nombre d'agriculteurs inscrits dans les statistiques fiscales est de 780; en 1973, il est de 11,788! De tels écarts ne permettent pas vraiment de comparer les revenus dans le temps. Voir Revenu Canada, Impôt, Statistique Fiscale. Donc, tout ce que nous pouvons faire ici c'est d'identifier certaines années où il apparait très clairement que le contexte économiques'est grandement amélioré ou détérioré. Précisons que, de 1961 à 1971, le revenu agricole net moyen a augmenté légèrement plus que le revenu non-agricole moyen provenant d'un emploi.

19 Le revenu agricole décline quelque peu en 1970, mais il faut tenir compte du fait que l'élection eut lieu au tout début de l'année, au mois d'avril.

20 Pour une analyse fort intéressante de la dimension électoraliste des budgets, Ames, voir Barry, « The Politics of Public Spending in Latin America », American Journal of Political Science 20 (1977), 149–77CrossRefGoogle Scholar.

21 Dans les autres périodes, aucun changement vraiment important ne s'est produit ou encore les differents changements avaient des effets contradictoires, ce qui rendait l'effet global net à peu près nul. Pour un examen détaillé de la politique agricole pour l'ensemble de la période 1956–73, voir Blais, « Politique agricole et résultats électoraux en milieu agricole au Québec », chap. 3.

22 Buckley, Voir Helen et Tihanyi, Eva, Politiques Canadiennes de Rajustement Rural: Etude des répercussions économiques des Programmes ARDA, PFRA, et MMRA, étude préparée pour le Conseil Economique du Canada (octobre 1967), 264–6Google Scholar.

23 Voir Ministère des Forêts du Canada, ARDA: répertoire des travaux, 1962–65 et 1965–66.

24 En fait, la production agricole québécoise a stagné de 1962 à 1965. Précisons toutefois qu'elle n'a pas diminué. Voir Bureau de la Statistique du Québec, Statistiques Agricoles 1970, 13, Tableau 8.

25 Ces données proviennent des Comptes Publics et du Rapport du ministère de l'Agriculture et de la Colonisation de la province de Québec. A moins d'indication contraire, e'est de ces sources que sont tirées les autres informations qui suivent.

26 « Québec accorde $10 millions de plus aux agriculteurs qui ont perdu leurs récoltes », La Presse, 20 janvier 1966Google Scholar.

27 Ibid.

28 Voir Rapport du ministère de l'Agriculture et de la Colonisation de la Province de Québec, 1964–65, 90. Ceci ne vaut cependant pas pour l'aide au transport du foin, versée la même année aux « cultivateurs des 25 comtés du sud-ouest du Québec » (ibid.).

29 Voir, « Une aide de $8 à $13 millions aux agriculteurs de 50 comtés », Le Devoir, 30 septembre 1965Google Scholar. Voir, aussi les Débats de l'Assemblée Législative du Québec (mardi, 8 février 1966), tome 4, no 9, 6ème session, 27ème législature, 374–98Google Scholar.

30 Voir Blais, « Politique agricole » (thèse de doctorat), 75, Tableau 6. 75, Tableau 6.

31 L'Outaouais, en particulier, était en 1966 la plus pauvre de toutes les régions agricoles du Québec. Pour des données complètes sur la distribution du revenu agricole selon les régions, voir ibid., 81, Tableau 7.

32 La Terre de Chez Nous, 14 avril 1965Google Scholar.

33 Pour une description de ces législations, voir Blais, « Politique agricole » (thèse de doctorat), 111–12.

34 C'est ainsi qu'on constate un très fort coefficient de corrélation (r=+.73) entre le total des prêts accordé par ferme dans un comté et le revenu agricole dans ce comté. Voir ibid., 98.

35 Voir ibid., 92, Tableau 12.

36 Le coefficient de corrélation entre le vote libéral de 1966 et le revenu agricole est de -.02; les différents contrôles ne modifient pas cette relation.

37 Le coefficient de corrélation partiel entre le vote libéral de 1966 et le revenu agricole en contrôlant le revenu de 1961 et le vote libéral de 1962 est de -.06.

38 Le nombre est évidemment arbitraire. Pour toutes les analyses portant sur des cas extrêmes, nous avions décidé de retenir environ 25 municipalités. Le nombre exact dépendait de l'écart entre chacune des municipalités. Nous faisions en sorte que la dernière municipalité incluse ait un écart maximal avec la première exclue. Dans tous les cas, le nombre a été fixé avant la compilation des données.

39 Le coefficient de corrélation entre le vote libéral de 1966 et l'importance de la production laitiére est de +. 11; ce coefficient n'est guère affecté par les contrôles.

40 Nous ne parlerons pas ici de la loi sur le syndicalistic agricole grâce à laquelle la formule Rand a été appliquée à tout le secteur agricole puisque ses effets économiques, d'ailleurs difficiles à mesurer, se situent essentiellement dans le long terme.

41 Ce montant maximum a été fixé à $60,000 pour les groupes.

42 Voir Office du Crédit Agricole, Rapport pour l'année terminée le 31 mars 1973, 15.

43 Rapport du ministère de l'Agriculture de la province de Québec, 1972–73, 51.

44 Voir Rapport du Ministère de l'Agriculture et de la Colonisation de la Province de Québec, 1971–72, 7. Voir aussi Claude Masson, « Nouveaux programmes d'aide à l'agriculture au Québec », La Presse, 18 mars 1971, B-6.

45 En 1971–72, par exemple, le ministère de l'Agriculture a été le maitre d'oeuvre de projets nécessitant des dépenses de $1.2 millions. Voir Rapport du ministère de l'Agriculture et de la Colonisation de la Province de Québec, 1971–72, 175. En 1968–69 les dépenses s'élevaient à $4.5 millions. Voir la Province de Québec. Comptes Publics, 1968–69.

46 En 1973 le système de partis au Québec est tellement différent de ce qu'il avait été précédemment qu'il ne saurait être question, comme on l'a fait pour les élections de 1966, de distinguer le vote « traditionnel » du vote « non traditionnel ».

47 Le coefficient de corrélation entre le vote libéral et le pourcentage de gens dont la langue maternelle est le français est de -.37; ce coefficient est de -.25 lorsqu'on contrôle le vote libéral de 1970, le revenu. l'âge et l'importance de la production laitière.

48 Pour une analyse plus complète de l'importance de cet enjeu en 1973 Pinard, voir Maurice et Hamilton, Richard, « The Independence Issue and the Polarization of the Electorate: The 1973 Quebec Election », cette Revue 10 (1977), 215–61Google Scholar.

49 Nous avons fait une analyse de régression multiple entre le vote de 1973 d'une part, celui de 1970 et la proportion de langue maternelle française d'autre part. Nous avons ensuite calculé la distance entre chacun des points et les prédictions de l'équation de régression.

50 Le coefficient de corrélation entre les deux variables est de +.01.

51 Le coefficient de corrélation partiel, en contrôlant le vote libéral de 1970 et le revenu agricole de 1966 est de +.03. Le fait d'ajouter d'autres variables-contrôles n'affecte pas le coefficient.

52 Si l'on exclut les 3 circonscriptions où le groupe-témoin comprend moins de 5 localités, la différence médiane est de -1.2 pour cent.

53 Le coefficient de corrélation partiel est de -. 10 lorsque l'on contrôle le vote de 1970. le revenu, l'âge et la composition linguistique.

54 Voir Blais, « Politique agricole » (thèse de doctorat), 68, Tableau 4. Le prix du pore a doublé de 1971 à 1973.

55 Union Catholique des Cultivateurs, Rapport sur l'exercice 1959–1960, 11–12.

56 Le coefficient de corrélation entre le vote unioniste et l'importance de la production laitière est de -.21: il est de -.26 lorsque l'on contrôle le vote de 1966, le revenu agricole, l'âge et la composition linguistique. Ce coefficient est même un peu plus élevé que celui entre le vote unioniste et la proportion de francophones dans une localité.

57 Pour une description de la politique laitière du gouvernement fédéral, voir La Commission Canadienne du Lait, Rapport budgéiaire annuel. C'est de cette source que sont tirées toutes les informations qui suivent.

58 Voir « La politique laitière: une faillite totale », Le Devoir, 30 mars 1970. Il s'agit d'un texte intégral d'une déclaration de l'U.C.C.

59 Voir, La terre chez nous, 29 mars 1967, 5Google Scholar.

60 C'est tout au moins l'opinion du ministre de l'Agriculture de l'époque. M. Clément Vincent. M. Vincent nous a dit qu'il avait dû expliquer à plusieurs producteurs laitiers que le non-renouvellement de la prime provinciale découlait de l'entente fédérale-provinciale. Il estimait que cela avait pu avoir un certain impact sur le vote en 1970. Entrevue avec M. Clément Vincent, le 20 avril 1977.

61 Il s'agit en fait de circonscriptions électorates sauf dans deux cas. Les circonscriptions de Napierville-Laprairie et Vaudreuil-Soulanges sont l'une et l'autre divisées en deux comtés.

62 La logique est ici la même que précédemment, lorsque nous avons comparé le vote dans une municipalité à celui dans le reste de sa circonscription. Cette approche nous permet de neutraliser l'effet de facteurs agissant au niveau de toute une région.

63 Cet autre comté est celui de Labelle.

64 Morissette, Hugues, Les conditions du développement agricole an Québec (Québec: Presses de l'Université Laval, 1972), 104Google Scholar.

65 Ibid., 110.

66 On a tout simplement soustrait le nombre de mille pieds de travaux exécutés pendant une période du nombre correspondant à la période précédente. Nous avons ici aussi décidé de retenir environ 25 municipalités, le point de coupure étant fixé de façon à maximiser l'écart entre la dernière municipalité incluse et la première exclue.

67 Dans les 5 autres localités où des travaux furent exécutés au cours des 3 premières années budgétaires, la médiane est de -5.4 pour cent. Cette tendance ne vaut done que pour les localites où des travaux furent effectués au cours de la dernière année budgétaire.

68 Plus précisément, elle devient -2.0 pour cent alors qu'elle était de -1.9 pour cent.

69 Nous avons ici limité notre analyse à deux programmes. Pour une étude de l'impact électoral d'un autre programme, celui des travaux mécanisés, voir Blais, « Politique agricole » (thèse de doctorat), 226–31.

70 Berger, Suzanne, « Les Etats-Unis: une agriculture sans classe paysanne », dans Terre paysanne et politique: structures agraires, systèmes politiques et politiques agricoles, dir. Mendras, Henri et Tavernier, Yves (Paris: S.E.D.E.I.S., 1969), 246Google Scholar. A notre connaissance, une seule étude empirique a contesté cette thèse. Knoke et Long ont démontré que les agriculteurs américains qui avaient vu le prix de leurs produits diminuer étaient moins favorables à l'administration républicaine en 1956 et 1960, mais qu'ils appuyaient tout autant que les autres l'administration démocrate en 1964 et 1968. Knoke, Voir David et Long, David E., « The Economic Sensitivity of the American Farm Vote », Rural Sociology, 40 (1975), 7–18Google Scholar. Cette étude est cependant statique et ne contrôle pas le vote à l'élection précédente. On pourrait tout aussi bien faire remarquer que l'avantage dont bénéficiait le Parti Démocrate chez les agriculteurs dont la situation économique se détériorait est disparu lorsqu'il est venu au pouvoir. Cette évolution va dans le sens de notre hypothèse.

71 Sur ce point, le débat entre Stigler et Kramer nous apparait fort révélateur. Kramer avait démontré que l'évolution du revenu influeçfait fortement le vote à la Chambre des Représentants. Stigler mit en doute les conclusions de Kramer en réanalysant différemment ses données. Entre autres choses, il mesure l'évolution du revenu sur une base de deux ans et non d'un an, comme Kramer. Cette modification amena des résultats tout à fait différents. « The regression results are surprisingly sensitive to this change of measure »: Stigler, George, « General Economic Conditions and National Elections », American Economic Review 63 (1973), 161Google Scholar. Voir aussi Kramer, Gerald H., « Short-Term Fluctuations in U.S. Voting Behavior, 1896–1964 »; American Political Science Review 65 (1971), 131–43CrossRefGoogle Scholar. Pour nous, cela indique tout simplement que ce sont les changements économiques à très court terme qui sont déterminants. D'autres résultats vont dans le même sens. C'est le cas tout particulièrement de l'étude de Hart, Drummond et Atkinson à propos de l'impact des fluctuations économiques sur la popularité des gouvernements au Canada. Les auteurs ont testé cinq modèles possibles d'impact. Il est significatif que le modèle « which provides the best explanation of government party support … is the Response to Change model », précisément celui qui pone sur les changements à très court terme, puisqu'il « … includes current values of performance as well as percentage change in values in the previous three and six months »: Hart, Kenneth D., Drummond, Robert J. et Atkinson, Thomas H., « Fluctuations in Government Popularity: Electoral Cycles », communication présentée au 47ème congrès annuel de l'Association Canadienne de Science politique, Edmonton, juin 1975, 7Google Scholar.

72 Moris, Voir Raymond N. et al., Attitudes Toward Federal Government Information (Toronto: York University, Institute for Behavioural Research, août 1969)Google Scholar, chap. 2, « Public Knowledge of Federal and Provincial Jurisdictions ». Cette étude indique d'ailleurs que les agriculteurs canadiens ne sont pas moins informés que la plupart des autres groupes occupationnels. « The group highest in Knowledge is the professional and managerial class. … Clerical workers, sales workers and farmers are closely grouped together, appreciably lower than the professional and managerial group, but distinctly above average in knowledge » (29).

73 autresVoir, entre Voir, entre, Regenstreif, Peter, The Diefenbaker Interlude: Parties and Voting in Canada (Toronto: Longmans, 1965), 131Google Scholar; Wilson, John et Hoffman, David, « The Liberal Party in Contemporary Ontario Politics », cette Revue 3 (1970), 177–205Google Scholar; Perlin, George et Peppin, Patt, « Variations in Party Support in Federal and Provincial Elections: Some Hypotheses », cette Revue 4 (1971), 280–87Google Scholar.

74 Pinard, Voir Maurice, The Rise of a Third Party (Englewood Cliffs: Prentice-Hall, 1971), 74–76Google Scholar.

75 Il ressort, par exemple, qu'un candidat obtient un bon 10 pour cent de votes en plus dans la localité où il demeure que dans les autres localités de la même circonscription. Voir Blais, « Politique agricole » (thèse de doctorat), 243–51.