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La participation électorale des Autochtones du Canada

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La participation électorale des Autochtones

La première question que nous avons examinée est le niveau de participation publié après diverses élections. En examinant les résultats, on ne doit pas oublier que les taux de participation calculés à partir de sondages sont normalement plus élevés que les taux de participation réels. Les résultats de l'ESG ne font pas exception, bien que le degré d'inflation soit moindre que dans d'autres enquêtes (probablement parce que le taux de réponse de l'enquête était élevé, ce qui réduisait le biais de l'échantillonnage).

Le graphique 1 montre le taux de participation publié après les trois niveaux d'élections pour trois groupes : les Autochtones des zones rurales, ceux des zones urbaines et tous les autres répondants. Pour ces derniers, les taux sont de 77,2 % à l'élection fédérale de 2000, de 76,1 % à l'élection provinciale la plus récente et de 63,9 % à l'élection locale la plus récente. Les taux des Autochtones ruraux sont beaucoup moins élevés : 65 %, 61,4 % et 53 %. Chez les Autochtones urbains, ils sont encore moins élevés : 57,5 %, 54,4 % et 44,4 %.

Il y a donc un écart constant de participation entre les Autochtones ruraux et urbains. Il est toutefois moins important que ce qu'indiquaient les recherches précédentes. Une étude réalisée en 2001 à partir d'une enquête Ipsos Reid, et commandée par Élections Canada, affirmait que les Autochtones urbains étaient trois fois moins susceptibles de déclarer avoir voté à l'élection fédérale de 2000 que ceux vivant dans des réserves (Guérin 2003, 13). De toute évidence, l'écart entre les deux groupes est beaucoup plus faible selon les données de l'ESG 17. En outre, les écarts entre Autochtones urbains et ruraux ne sont que légèrement plus importants que pour les autres Canadiens urbains et ruraux (écart de 2,5 % à l'élection fédérale de 2000, de 3,4 % à l'élection provinciale la plus récente et de 3,1 % à l'élection locale la plus récente). L'écart urbain/rural chez les Autochtones reflète donc partiellement une tendance plus générale chez l'ensemble des Canadiens.

Graphique 1 : Taux de participation électorale déclarée

Le moyen le plus simple de rapprocher ces estimations des taux de participation réels est de soustraire un nombre fixe de points de pourcentage du taux de participation de chaque sous-groupenote 6. Dans le cas de l'élection fédérale de 2000, ce nombre serait de 15,5 points de pourcentage (le taux de participation réel a été de 61,2 %note 7, alors que l'estimation ESG pour tous les répondants est de 76,7 %). Le taux de participation estimé serait donc de 49,5 % pour les Autochtones ruraux, de 42 % pour les Autochtones urbains et de 61,7 % pour tous les autres répondants. Le taux obtenu pour les Autochtones ruraux – 47,8 % – est très semblable à celui obtenu dans une étude d'Élections Canada sur les mêmes élections, fondée sur un décompte des électeurs aux bureaux de scrutin dans les réserves (Guérin 2003, 12)note 8.

Ce premier ensemble de données permet d'établir quelques points essentiels. D'abord, il nous rassure quant à la validité de l'échantillonnage de la population autochtone pour l'ESG puisque les données, une fois rajustées pour corriger l'inflation intrinsèque aux estimations fondées sur les sondages, sont généralement compatibles avec les taux de participation des Autochtones ruraux fondés sur les décomptes aux bureaux de scrutin. Deuxièmement, il révèle que le taux de participation des Autochtones urbains n'est que légèrement inférieur à celui des Autochtones ruraux. Enfin, il montre que l'écart de taux entre les Autochtones et les autres Canadiens – ainsi que celui entre les Autochtones ruraux et urbains – n'est pas particulier à un type d'élection, mais demeure constant aux niveaux fédéral, provincial et municipal.

Facteurs sociodémographiques

Pour comprendre les facteurs qui influent sur la participation électorale des Autochtones, il est raisonnable de commencer par examiner les variables sociodémographiques reconnues comme ayant une influence importante sur la participation électorale de la population générale. Cesvariables comprennent des indicateurs socioéconomiques, comme la scolarité et le revenu, reconnus depuis longtemps comme des facteurs importants de la participation électorale, et l'âge, reconnu depuis peu comme un facteur déterminant car les recherches sur le déclin de la participation électorale ont montré une diminution constante des taux de participation au Canada au fil des générations (Blais et al. 2004). L'influence de ces facteurs sur la participation électorale autochtone est révélée en deux étapes : la première est un examen des différences entre les Autochtones et les autres répondants concernant ces variables sociodémographiques, et la seconde est une analyse de la relation entre chacune de ces variables et la participation électorale.

Le graphique 2 fait état du profil sociodémographique distinctif des répondants autochtones dans l'échantillon de l'ESG. Les répondants autochtones, dans l'ensemble, sont beaucoup plus jeunes que les autres répondants, et ils ont un niveau de scolarité et un revenu familial moins élevés. Les différences sont considérables, et on doit constamment en tenir compte, non seulement dans l'évaluation des taux de participation des Autochtones, mais également dans l'exploration d'autres facteurs qui ont une certaine influence sur ces taux. Dans bien des cas, les traits distinctifs de la population autochtone sont – en partie ou en totalité – simplement le reflet de leur profil sociodémographique distinct.

Le graphique 3 montre l'effet des variables sociodémographiques sur la participation électorale. Les différences de participation les plus importantes sont liées à l'âge (il est à noter que, dans les graphiques 2 et 3, ce chiffre représente l'âge des répondants au moment de l'élection fédérale de novembre 2000, et non au moment de l'entrevuenote 9). La participation électorale publiée pour les répondants autochtones de 50 ans et plus atteint presque 80 %. Ce taux diminue à mesure que l'âge des répondants baisse, et est inférieur à 50 % chez les moins de 30 ans. Cela reflète la tendance dans la population générale, au sein de laquelle il y a également une diminution constante du taux de participation avec l'âge, le taux passant de presque 90 % chez les plus âgés à un peu plus de 55 % chez les plus jeunes. Il importe de souligner que ces chiffres sont une représentation exagérée de la participation électorale, et que le moyen le plus simple de les faire concorder avec le taux de participation réel à l'élection de 2000 est de soustraire 15,5 % de chacun de ces chiffres. Par ailleurs, l'interprétation généralement acceptée de l'écart de participation entre les groupes d'âge est qu'il reflète des effets importants de cohortes – autrement dit, il indique un manque de participation parmi les jeunes Canadiens qui persistera, en grande partie, à mesure qu'ils vieilliront, plutôt qu'une lacune temporaire chez de jeunes adultes qui se corrigera avec l'âge (Blais et al. 2004).

Graphique 2 : Profil sociodémographique, Autochtones et autres

Âge

Niveau de scolarité

Revenu familial

Graphique 3 : Facteurs sociodémographiques de l'exercice du droit de vote, Autochtones et autres

Exercice du droit de vote par groupe d'âge

Exercice du droit de vote par niveau de scolarité

Exercice du droit de vote par revenu familial

La scolarité et le revenu ont moins d'influence sur la participation électorale des Autochtones que l'âge, mais leurs effets sont tout de même considérables. Une différence de 15 à 18 points de pourcentage sépare les Autochtones des catégories les plus aisées et instruites de ceux de l'autre extrémité du spectre socioéconomique. Dans les deux cas, les effets de la stratification socioéconomique semblent être un peu plus grands pour les Autochtones que pour les autres répondants, chez qui la scolarité et le revenu ont décidément moins de répercussions sur la participation électorale (environ 5 à 8 points de pourcentage seulement). La taille relativement petite des échantillons de répondants autochtones (une fois divisés en catégories de scolarité et de revenu) ne permet pas de tirer des conclusions solides sur ce point, mais la possibilité d'un effet différentiel pour les Autochtones devrait quand même être soulignée puisqu'il pourrait s'agir d'une dimension importante du profil distinctif de la participation électorale autochtone.

À la lumière de ces observations initiales, on se demande naturellement dans quelle mesure les différences socioéconomiques peuvent expliquer l'écart de participation électorale entre les Autochtones et les autres Canadiens. Le tableau 1 présente deux modèles de participation. Les modèles de variables et la méthode d'analyse (régression des moindres carrés ordinaires) ont été choisis de façon à faciliter l'interprétationnote 10. La première colonne du modèle 1 comprend trois variables représentant trois groupes distincts : les Autochtones ruraux, les Autochtones urbains et les non-Autochtones ruraux. Ainsi, la constante dans le modèle – 76,7 – représente le taux de participation estimé à l'élection de 2000 du groupe « manquant », soit les non-Autochtones urbains, tandis que le coefficient pour chacune des trois catégories représente la différence de participation par rapport à ce groupe. Dans le cas des Autochtones ruraux, cette différence est estimée à -14,2 points de pourcentage et dans le cas des Autochtones urbains, à -19,2. Toutefois, en ce qui concerne les non-Autochtones ruraux, le coefficient indique un taux de participation de 2,4 points plus élevé que celui du groupe témoin.

Tableau 1 : Le vote à l'élection fédérale de 2000, effets sociodémographiques
Modèle 1 Modèle 2
B (erreur-type) B (erreur-type)
Autochtones urbains -19,2* (2,1) -10,7* (2,1)
Autochtones ruraux -14,2* (2,8) -6,0** (2,6)
Non-Autochtones ruraux 2,4* (0,7) 2,8* (0,7)
Âge 33,2* (0,7)
Scolarité 12,2* (0,8)
Revenu familial 9,1* (0,9)
Constante 76,7 (0,3) 45,1 (0,9)
R 2 ,005 0,096  
(N) (20 981) (20 981)  

*p<,01; **p<,05

Notes : Les entrées sont des coefficients de régression non normalisés et des erreurs-types fondées sur la régression des moindres carrés ordinaires.

Variable dépendante : le vote à l'élection fédérale de 2000, code 0 (n'a pas voté) et 100 (a voté).

Toutes les variables indépendantes équivalent à 0 ou à 1 (pour les variables binaires, 1 représente la catégorie indiquée dans le tableau).

Source : Enquête sociale générale 17, 2003

L'ajout de variables sociodémographiques dans le second modèle montre dans quelle mesure l'écart de participation est réduit quand ces facteurs sont pris en comptenote 11. Comme le révèle le tableau, le coefficient pour les Autochtones urbains tombe à -10,7 et celui pour les Autochtones ruraux à -6. Autrement dit, environ la moitié de l'écart (légèrement moins pour les Autochtones urbains, légèrement plus pour ceux des zones rurales) peut s'expliquer par des caractéristiques sociodémographiques distinctives de la population autochtone. Les différences d'âge sont l'élément le plus important à cet égard, car l'âge est la variable sociodémographique qui a le plus grand effet sur le vote. Environ le tiers de l'écart de participation autochtone peut être attribué au fait que cette population compte une plus grande proportion de jeunes.

Sentiment d'appartenance et confiance

Les résultats ci-dessus, axés uniquement sur les variables sociodémographiques clés qui influent sur la participation électorale, visent à montrer dans quelle mesure l'écart de participation autochtone est un phénomène proprement « autochtone » et dans quelle mesure il ne fait que refléter des caractéristiques sociodémographiques de base de la population autochtone. Bien que ces résultats fournissent certains indices, il est clair que d'autres analyses sont nécessaires pour comprendre en profondeur l'abstention de vote des Autochtones. Les facteurs inhibiteurs les plus souvent mentionnés sont ceux liés aux notions d'appartenance et de confiance. Certains ont avancé que les faibles taux de participation reflètent la montée d'un nationalisme autochtone et le sentiment d'aliénation qui en résulte face à l'État et au peuple canadiens. Il est certes prouvé que les sentiments d'appartenance et de confiance – ou, inversement, ceux d'exclusion et de méfiance – ont une certaine influence sur la participation électorale de la population générale. Il serait logique que leurs effets sur le vote autochtone soient à tout le moins aussi grands.

Le tableau 2 présente des résultats relatifs au premier volet de cette relation : des comparaisons entre les Autochtones et les autres répondants à l'égard de diverses mesures des sentiments d'appartenance et de confiance sur les plans social et politique. Certains des résultats ne correspondent pas à ce qu'on aurait pu attendre, en particulier les deux premières séries de chiffres reliées à des questions concernant l'attachement des répondants au Canada et à leur province. Dans le cas de l'attachement provincial, les Autochtones sont légèrement plus nombreux à indiquer un attachement très important, mais cela est contrebalancé par le nombre légèrement plus élevé des Autochtones qui indiquent un attachement très faible; dans l'ensemble, on constate peu de différences entre les Autochtones et les autres Canadiens sur cette question. Dans le cas du Canada, les Autochtones expriment un attachement plus faible que les autres répondants, comme on s'y attendait, mais l'écart est étonnamment mince. Plus de la moitié des répondants autochtones indiquent qu'ils sont très attachés au Canada, un taux légèrement moins élevé que celui des autres répondants. Par ailleurs, cette petite différence est en grande partie attribuable à l'âge de la population autochtone : les jeunes ont généralement tendance à exprimer un sentiment d'attachement plus faible à l'égard de leur province et de leur pays.

Une autre série de questions, qui portent sur la confiance sociale, révèle des tendances plus conformes aux attentes. Dans ce cas, les résultats pour deux questions de l'ESG ont été combinés. Ces questions visaient à mesurer le niveau de confiance des répondants à l'égard des étrangers et de leurs voisins, sur une échelle de 1 à 5 (1 représentant aucune confiance, et 5, beaucoup de confiance). Les résultats sont pondérés, et de nouveaux codes sont attribués pour une échelle de 0 à 3note 12. Comme l'indique le tableau 2, près de 35 % des répondants autochtones se trouvent au bas de cette échelle de confiance sociale, contre seulement 21 % des autres répondants. Ici encore, les résultats sont en partie le reflet du profil sociodémographique distinctif de l'électorat autochtone puisque les personnes les plus jeunes, les moins instruites et les plus pauvres ont tendance à avoir un niveau de confiance sociale moins élevé. Toutefois, même quand on tient compte de ces facteurs, il y a une différence importante entre les Autochtones et les autres Canadiensnote 13.

Tableau 2 : Sentiment d'appartenance et confiance, Autochtones et autres répondants
Autochtones Autres répondants
Attachement au Canada
Très faible 7,4% 3,6%
Plutôt faible 7,3% 8,6%
Plutôt fort 33,5% 33,2%
Très fort 51,8% 54,6%
(N) (647) (20,496)
Attachement à la province
Très faible 7,4% 4,6%
Plutôt faible 15,0% 14,5%
Plutôt fort 38,3% 46,6%
Très fort 39,2% 34,4%
(N) (645) (20 283)
Échelle de confiance sociale
0 (aucune confiance) 34,6% 21,2%
1 15,9% 15,4%
2 20,4% 19,5%
3 (beaucoup de confiance) 29,1% 43,8%
(N) (609) (18 981)
Confiance dans les institutions publiques
Aucune 19,5% 8,3%
Une 27,3% 23,8%
Deux 26,3% 31,2%
Trois 26,9% 36,7%
(N) (532) (17 639)

Source : Enquête sociale générale 17, 2003

Outre la confiance sociale, il y a la question de la confiance politique, à savoir si les Autochtones se méfient davantage des institutions de l'État canadien. Une série de questions de l'ESG 17 visait à mesurer la confiance des répondants en divers organismes publics : une grande confiance, une assez grande confiance, peu de confiance ou aucune confiance. Notre analyse se limite aux organismes sur lesquels les Autochtones ont peu de pouvoir : la police, le système de justice et les tribunaux, et le Parlement fédéralnote 14. Les répondants étaient considérés comme ayant confiance dans un organisme s'ils exprimaient une « grande confiance » ou une « assez grande confiance » à son égard. Le tableau 2 montre le nombre total d'organismes publics dans lesquels les Autochtones et d'autres Canadiens ont affirmé avoir confiance (sur une échelle de 0 à 3). Les niveaux de confiance moins élevés des Autochtones sont évidents : près de la moitié (46,8 %) moins du tiers (32,1 %) des autres répondants. Dans ce cas, la prise en considération de l'âge, de la scolarité et du revenu grâce à des méthodes à variables multiples a peu d'effets sur le résultat (ces résultats ne sont pas indiqués) puisque les variables sociodémographiques ont peu de liens avec les mesures de confiance dans les institutions publiques.

Comment ces divers baromètres d'appartenance et de confiance sont-ils liés à la participation électorale? La relation est raisonnablement étroite et relativement constante dans toutes les dimensions examinées. La différence dans le vote à l'élection fédérale de 2000 entre les répondants en bas et en haut de chacune des trois échelles – attachement à la province/au pays, confiance sociale et confiance dans les institutions – varie de 20 à 26 points de pourcentage (graphique 4). Dans le premier cas, l'attachement à la province/au pays, les effets dans l'électorat autochtone sont semblables à ceux constatés dans la population générale. Dans les deux derniers cas, à savoir la confiance sociale et la confiance dans les institutions, il semble que les effets soient un peu plus importants chez les répondants autochtones. Par exemple, parmi les non-Autochtones, seules les personnes affirmant n'avoir confiance en aucune institution publique ont un taux de participation moins élevé (d'environ 15 points) tandis que chez les Autochtones, le taux de vote publié baisse de façon plus constante et plus marquée à mesure que la confiance dans les institutions diminue.

Graphique 4 : Appartenance, confiance et vote, Autochtones et autres répondants

Attachement à la province/au Canada et exercice du droit de vote

Confiance sociale et exercice du droit de vote

Confiance dans les institutions publiques et exercice du droit de vote

Suivre l'actualité politique

Dans la documentation générale, une forte corrélation a été établie entre la participation électorale et une autre dimension de l'engagement civique, à savoir l'intérêt pour la politique – qui, de nos jours, consiste principalement à suivre l'actualité politique dans les médias. On a montré que le fait de se tenir au courant des événements améliore beaucoup la compréhension des enjeux politiques, ce qui permet au citoyen de faire des choix dans l'isoloir. De plus, cette habitude reflète et renforce un intérêt général pour les questions politiques (Norris 2000).

Une analyse exhaustive de l'intérêt politique examinerait non seulement les habitudes relatives aux médias d'information, mais aussi les niveaux de connaissance et d'intérêt pour la politique. Or, la seule question de l'ESG 17 à cet égard était d'ordre général : « À quelle fréquence suivez-vous les nouvelles et l'actualité? » Les réponses à cette seule question révèlent une différence importante entre les Autochtones et les autres répondants. Alors que 73 % de ces derniers ont déclaré suivre les nouvelles chaque jour, c'était le cas pour seulement 59 % des Autochtones (tableau 3). Comme pour d'autres variables examinées ci-dessus, cet écart est en partie le reflet de différences sociodémographiques sous-jacentes, et l'âge s'avère encore la principale variable confusionnelle (les jeunes étant beaucoup moins susceptibles de suivre les nouvelles régulièrement). Toutefois, même si on applique des méthodes de régression à variables multiples à toutes les variables sociodémographiques, il reste une différence entre les Autochtones et les autres répondants (les résultats ne sont pas présentés).

Tableau 3 : Suivre les nouvelles, Autochtones et autres répondants
Suivre les nouvelles et l'actualité Autochtones Autres répondants
Quelques fois par mois ou moins 15,7% 10,1%
Quelques fois par semaine 25,4% 17,0%
Quotidiennement 58,9% 72,9%
(N) (649) (20 534)

Il n'est pas surprenant de constater un lien important entre le fait de suivre les nouvelles, d'une part, et la propension à voter, d'autre part (graphique 5). Dans la population générale, la différence dans les taux de participation à l'élection de 2000 entre les personnes qui suivent les nouvelles quotidiennement et celles qui ne le font pas plus que quelques fois par mois est de 23 points de pourcentage. Chez les Autochtones, la participation électorale est fortement liée à l'attention portée aux nouvelles et à l'actualité. Le taux de participation publié du groupe qui porte le moins d'intérêt à ces questions est de seulement 35 %.

Graphique 5 : Suivre les nouvelles et exercer son droit de vote,Autochtones et autres répondants

Il reste sûrement des éléments à découvrir sur la relation entre l'intérêt pour la politique et l'exercice du droit de vote. Une série de questions plus exhaustive pourrait être utile à cet effet. Néanmoins, il convient d'admettre que le manque d'intérêt pour la politique pourrait être non pas un motif de désengagement politique, mais simplement un symptôme supplémentaire de ce désengagement. Il est plus judicieux de se demander pourquoi certains individus et groupes ont tendance à ne pas s'intéresser à la politique, ce qui mène à des questions plus larges sur le détachement et la désaffection vis-à-vis du système politique et de la société canadienne. Il vaut toutefois la peine de considérer l'intérêt pour la politique comme une dimension distincte de l'engagement qui est étroitement liée à la participation électorale et qui jette au moins un peu plus de lumière sur les causes de la faible participation électorale des Autochtones.

Questions pratiques

Jusqu'à maintenant, nous nous sommes centrés sur les ressources sociodémographiques et les facteurs de motivation qui influent sur la participation électorale. Outre ces éléments, la documentation traite beaucoup des circonstances pratiques qui entravent ou qui facilitent le vote. Dans le cas des groupes défavorisés, en particulier, il est très utile d'examiner de près divers obstacles concrets au vote.

L'un des obstacles possibles à la participation électorale est la mobilité résidentielle. On a avancé que le fait de déménager fréquemment nuit à la création d'attaches communautaires et peut donc avoir un effet négatif sur le sentiment d'appartenance d'une personne (Highton 2000). Si les répercussions de la mobilité résidentielle se limitaient à cela, on pourrait la considérer comme une variable superflue dans une analyse qui tient directement compte des sentiments d'appartenance et d'attachement. Cependant, le fait de déménager fréquemment a d'autres conséquences. En particulier, ce facteur peut nuire à l'inscription électorale, créant un obstacle procédural au vote (Highton 2000). Même si historiquement cette préoccupation a été moins importante au Canada en raison des recensements qui étaient effectués de porte en porte juste avant chaque élection (méthode qui permettait d'inscrire presque tous les électeurs admissibles), il s'agit d'un problème plus important depuis l'adoption d'une liste électorale permanente, qui a été utilisée pour la première fois à l'élection fédérale de 2000. Même si cette banque de données informatisée des électeurs admissibles est mise à jour régulièrement grâce à l'information provenant d'autres organismes du gouvernement (p. ex. l'Agence du revenu du Canada), les renseignements sur les personnes qui déménagent fréquemment sont moins souvent à jour, et ces personnes doivent donc prendre des mesures pour s'assurer qu'elles sont sur la liste électorale. Même si les procédures ne sont pas onéreuses, elles peuvent représenter un obstacle supplémentaire qui fait la différence entre la participation et l'abstention, particulièrement chez ceux qui ne connaissent pas bien les procédures électorales (Black 2005).

Les problèmes de santé sont un deuxième facteur pratique qui peut nuire au vote. Les handicaps physiques peuvent susciter des problèmes de mobilité et, par conséquent, d'accès au bureau de scrutin (Prince 2007). Les problèmes de santé peuvent également entraîner des troubles psychologiques, et nuire ainsi à la participation électorale.

La présence ou l'absence d'autres adultes dans le foyer est un troisième facteur circonstanciel qui influe sur la participation électorale. En effet, la présence d'autres électeurs potentiels peut favoriser la participation, que ce soit par l'influence indirecte de discussions politiques ou par des encouragements à participer le jour même du scrutin. Des études sur les habitudes de vote dans les foyers ont conclu qu'une telle influence peut être considérable (Gray 2003). Dans le même ordre d'idées, on a avancé que la présence d'enfants peut nuire au vote en raison du manque de temps et des préoccupations liées aux questions familiales (Wolfinger et Wolfinger 2008). On peut supposer que de tels effets seraient plus marqués chez les parents qui sont chefs de famille monoparentale puisqu'ils auraient plus de difficulté à aller voter (Gimpel et Schuknecht 2003, 475). Selon ce raisonnement, les répondants de l'ESG ont été catégorisés en trois types de famille, selon les niveaux de participation électorale : les chefs de famille monoparentale, les adultes célibataires et les couples.

Le tableau 4 révèle que, dans les trois cas, les Autochtones sont moins susceptibles de voter. Environ 43 % des répondants autochtones déclarent avoir déménagé au cours des trois dernières années, contre 28 % des non-Autochtones. Bien que cela reflète, en partie, l'âge de la population autochtone et le fait que les jeunes déménagent plus souvent, il reste une différence dans les taux de mobilité résidentielle même quand on applique une méthode de régression à variables multiples à l'âge et aux autres variables sociodémographiques (les résultats ne sont pas indiqués).

Tableau 4 : Obstacles pratiques à la participation, Autochtones et autres répondants
Autochtones Autres répondants
Mobilité résidentielle
Déménagé depuis moins d'1 an 20,6% 12,3%
Déménagé depuis 1 à 3 ans 22,1% 16,1%
Pas déménagé depuis 3 ans ou plus 57,4% 71,6%
(N) (652) (20,483)
État de santé
Mauvais/moyen 19,2% 12,5%
Bon 30,6% 26,9%
Très bon/excellent 50,2% 60,7%
(N) (657) (20,765)
Type de famille
Chef de famille monoparentale 15,5% 7,7%
Chef de famille monoparentale 20,4% 21,3%
Couple 64,1% 70,9%
(N) (658) (20 799)

Source : Enquête sociale générale 17, 2003

L'état de santé déclaré par les Autochtones est relativement mauvais par rapport à celui de la population générale. Seulement 50 % des Autochtones déclarent que leur état de santé est très bon ou excellent, contre 61 % des non-Autochtones. L'âge de la population autochtone masque l'ampleur des différences puisque les jeunes sont généralement en meilleure santé. Quand on établit des comparaisons au sein des catégories d'âge, on découvre des écarts plus importants. Chez les 30 à 39 ans, par exemple, 49 % des Autochtones indiquent que leur état de santé est très bon ou excellent, contre 71 % des non-Autochtones. Chez les 40 à 49 ans, ces taux sont de 44 et 61 %, respectivement.

Enfin, la composition des familles dans la population autochtone est également moins favorable à la participation électorale. Chez les répondants autochtones, il y a environ deux fois plus de chefs de famille monoparentale et un peu moins de personnes vivant en couple.

Le graphique 6 fait état des effets de ces trois facteurs sur la participation à l'élection fédérale de 2000. Il révèle une baisse importante du vote avec l'augmentation de la mobilité résidentielle, à peu près autant chez les non-Autochtones que chez les Autochtones. L'état de santé est également relié à la participation. Quand on examine cette relation au sein de deux grandes catégories d'âge – modification nécessaire parce que les jeunes sont en bien meilleure santé que leurs aînés, mais sont également moins nombreux à voter – il ressort nettement que les personnes dont l'état de santé est relativement mauvais sont moins susceptibles de voter. Au sein de la population autochtone, la taille des échantillons est limitée par cette configuration particulière des résultats. Les tendances chez les non-Autochtones constituent donc un baromètre plus fiable. Dans cette population, il y a une différence d'environ huit ou neuf points de pourcentage entre les personnes dont l'état de santé est excellent ou très bon et celles dont l'état de santé est moyen ou mauvais. Enfin, le taux de participation électorale est moins élevé chez les chefs de famille monoparentale. De plus, même si la différence est moindre, les adultes célibataires sont moins nombreux à voter que ceux qui vivent en couple. Chez les répondants autochtones, la différence de participation électorale entre les chefs de famille monoparentale et les personnes vivant en couple est de 17 points de pourcentage.

Graphique 6 : Circonstances pratiques et vote, Autochtones et autres répondants

Mobilité résidentielle et exercice du droit de vote

État de santé et exercice du droit de vote

Type de famille et exercice du droit de vote

Participation électorale chez les Autochtones : analyse multivariables

Jusqu'à maintenant, notre enquête a principalement examiné, un à la fois, des facteurs de participation électorale autochtone recensés par des études antérieures et a évalué leur importance en s'appuyant sur les variables pertinentes des données de l'ESG 17. Toutefois, au début de notre étude, nous avons utilisé une analyse de régression pour examiner l'écart entre les Autochtones, à la fois urbains et ruraux, et les autres répondants en tenant compte des effets de variables sociodémographiques pertinentes. Nous retournons à cette méthode d'analyse pour étudier comment d'autres facteurs influent sur cet écart.

Les deux premières colonnes du tableau 5 reprennent les résultats à variables multiples du tableau 1 : un modèle initial de régression des moindres carrés ordinaires comprenant des variables représentant les Autochtones urbains, les Autochtones ruraux et les non-Autochtones ruraux; et un second modèle comprenant l'âge, la scolarité et le revenu. Les autres colonnes montrent les chiffres résultant de l'ajout d'autres variables dans l'équation de régression. Le premier ensemble de variables comprend les variables liées à l'appartenance et à la confiance. Ensuite, on a ajouté la variable unique mesurant la fréquence à laquelle les répondants suivaient les nouvelles et, enfin, les variables représentant les obstacles pratiques à la participation.

Avec l'ajout de ces variables, l'écart pour les Autochtones urbains descend à -8,0 et celui pour les Autochtones ruraux à -3,5. Ces écarts sont beaucoup moins importants que les différences initiales de -19,2 et de -14,2 respectivement, ce qui indique que le modèle global explique en grande partie l'écart de participation des Autochtones. Comme nous l'avons déjà noté, une grande partie de l'explication tient aux facteurs sociodémographiques. Quand ces derniers sont pris en compte, l'influence des autres variables – c'est-à-dire la réduction des coefficients relatifs aux Autochtones à mesure que ces variables sont ajoutées au modèle – est relativement modeste.

Tableau 5 : Le vote à l'élection fédérale de 2000, facteurs sociodémographiques et autres (tous les répondants)
B B B B B (erreur-type)
Autochtones urbains -19,2* -10,7* -9,9* -9,5* -8,0* (2,0)
Autochtones ruraux -14,2* -6,0** -4,3 -3,8 -3,5 (2,6)
Non-Autochtones ruraux 2,4* 2,8* 1,9* 2,3* 1,4** (0,7)
Âge 33,2* 30,6* 27,4* 24,6* (0,9)
Scolarité 12,2* 11,1* 9,9* 9,9* (0,9)
Revenu 9,1* 8,1* 7,3* 3,5* (0,9)
Attachement à la prov./au Can. 7,0* 6,4* 6,3* (0,9)
Confiance sociale 6,7* 6,6* 5,3* (0,8)
Confiance dans les institutions 6,8* 6,8* 6,0* (0,9)
Suivre les nouvelles 13,6* 13,2* (0,9)
Dernier déménagement 10,1* (0,8)
État de santé 5,3* (0,8)
Type de famille 7,1* (0,9)
Constante 76,7 45,1 35,3 27,5 16,9 (1,4)
R2 ,005 ,096 ,106 ,116 ,128
(N) (20 981) (20 981) (20 981) (20 981) (20 981)

*p<.01; **p<.05

Notes : Les entrées sont des coefficients de régression non normalisés et des erreurs-types (pour le dernier modèle seulement) fondées sur la régression des moindres carrés ordinaires.

Variable dépendante : le vote à l'élection fédérale de 2000, code 0 (n'a pas voté) et 100 (a voté).

Toutes les variables indépendantes équivalent à 0 ou à 1. Pour les variables binaires, le 1 représente la catégorie indiquée dans le tableau; pour les autres variables, le 0 représente la catégorie dont le taux de participation est le moins élevé, et le 1, la catégorie dont le taux de participation est le plus élevé.

Les résultats de l'analyse de régression logistique sont présentés à l'annexe B pour le dernier modèle.

Source : Enquête sociale générale 17, 2003

Toutefois, cette approche doit être considérée comme minimaliste pour évaluer des facteurs qui ne sont pas des variables sociodémographiques. En effet, les changements que subissent les coefficients de l'âge, de la scolarité et du revenu, à mesure que d'autres variables sont ajoutées au modèle, ont aussi de l'importance. Par exemple, le coefficient relatif au revenu, dont la valeur initiale était de 9,1 (dans le modèle 2), n'est que de 3,5 dans le modèle final, où on a ajouté d'autres variables à l'équation. Cela montre que des facteurs comme la mobilité résidentielle, l'état de santé et le type de famille aident à comprendre pourquoi les personnes à faible revenu votent moins, ce qui explique davantage les raisons pour lesquelles les Autochtones, dont les revenus sont beaucoup moins élevés que ceux des autres Canadiens, sont moins portés à voter. En examinant l'effet d'autres variables seulement après la prise en compte des facteurs sociodémographiques, nous limitons en fait leur potentiel explicatif à cette composante de l'écart de participation qui va au-delà de ce qui peut être relié au profil sociodémographique distinctif de la population autochtone.

Cette approche est justifiée dans la mesure où il y a lieu de déterminer quelle part de l'écart est de source proprement « autochtone » et laquelle est simplement le reflet de variables sociodémographiques plus générales, avant de porter notre attention sur d'autres facteurs explicatifs. Cependant, au bout du compte, il faut reconnaître que ces autres facteurs influent sur la participation électorale autochtone à la fois directement et indirectement par l'entremise de leurs liens avec des caractéristiques sociodémographiques de base qui distinguent nettement les Autochtones des non-Autochtones. Pour avoir la pleine mesure de ces effets, nous pouvons simplement éliminer les facteurs sociodémographiques du modèle et permettre aux autres variables d'expliquer, en elles-mêmes, l'écart. Quand on adopte cette méthode, les coefficients pour les Autochtones urbains et ruraux sont respectivement de -11,8 et de -7,4. Autrement dit, si on exclut les facteurs sociodémographiques, environ la moitié de l'écart de participation autochtone peut être liée aux autres facteurs que nous avons nommés.

Le modèle de base à variables multiples peut également être quelque peu trompeur dans la mesure où il suppose que les effets d'une variable indépendante donnée sont les mêmes pour les Autochtones que pour les non-Autochtones. Dans les sections précédentes, nous avons constamment tenu compte de la possibilité que l'influence de certains facteurs sur le vote puisse être plus ou moins prononcée chez la population autochtone et, dans les faits, nous avons relevé des traces de tels effets différentiels à plus d'un endroit. L'inclusion de tels effets dans un seul modèle de régression est un procédé plus complexe qui rend l'interprétation des coefficients plus difficile. Une approche plus simple consiste à juxtaposer des modèles parallèles pour les deux groupes afin de déterminer si des divergences considérables font surface en ce qui concerne les effets de variables particulières sur la participation électorale.

Le tableau 6 montre les modèles de régression des moindres carrés ordinaires pour les Autochtones et les autres répondants. Il confirme largement les résultats de l'analyse présentée dans les sections précédentes. Certaines variables semblent avoir des effets plus importants sur la participation électorale des Autochtones. Ces variables comprennent des facteurs socioéconomiques : les coefficients relatifs à la scolarité et au type de famille sont tous deux beaucoup plus importants dans le modèle relatif aux Autochtones. Il s'agit également des variables reflétant la confiance sociale et la confiance dans les institutions publiques : ici encore, les coefficients dans le modèle relatif aux Autochtones sont beaucoup plus importants que ceux dans l'autre modèle. Comme l'échantillon des Autochtones est relativement petit, il y a des erreurs-types considérables pour toutes les variables dans ce modèle. Si on réalisait un test plus officiel (c.-à-d. si on créait un seul modèle de régression assorti d'effets d'interaction) afin de déterminer si les différences entre les coefficients en question dans les modèles relatifs aux Autochtones et aux non-Autochtones sont statistiquement significatives, elles ne le seraient sûrement pas. Néanmoins, la tendance générale des résultats permet de conclure provisoirement qu'un certain nombre de facteurs liés à un désavantage socioéconomique et à des sentiments d'aliénation et de méfiance semblent avoir des répercussions plus négatives sur la participation électorale dans la population autochtone que chez les Canadiens en général.

Table 6: Voting in 2000 Federal Election, Socio-Demographic and Other Factors (Autochtones and Non-Autochtones)
Autochtones Non-Autochtones
B (erreur-type) B (erreur-type)
Ruraux 5,7 (3,8) 1,5** (0,7)
Âge 26,3* (5,6) 24,5* (0,9)
Scolarité 15,2* (5,6) 9,8* (0,9)
Revenu 7,5 (6,4) 3,4* (0,9)
Attachement à la prov./au Can. 4,9 (5,4) 6,4* (0,9)
Confiance sociale 12,8* (4,9) 5,1* (0,8)
Confiance dans les institutions 16,9* (5,8) 5,6* (0,9)
Suivre les nouvelles 16,0* (5,0) 13,1* (0,9)
Dernier déménagement 11,9** (5,3) 10,0* (0,8)
État de santé -0,1 (5,1) 5,4* (0,8)
Type de famille 12,4** (5,1) 6,9* (0,9)
Constante -7,7 (7,7) 17,6 (1,4)
R 2 0,148 0,123
(N) (640) (20 341)

*p<.01; **p<.05

Notes : Les entrées sont des coefficients de régression non normalisés et des erreurs-types (pour le dernier modèle seulement) fondées sur la régression des moindres carrés ordinaires.

Variable dépendante : le vote à l'élection fédérale de 2000, code 0 (n'a pas voté) et 100 (a voté).

Toutes les variables indépendantes équivalent à 0 ou à 1. Pour les variables binaires, le 1 représente la catégorie indiquée dans le tableau; pour les autres variables, le 0 représente la catégorie dont le taux de participation est le moins élevé, et le 1, la catégorie dont le taux de participation est le plus élevé.

Les résultats de l'analyse de régression logistique sont présentés à l'annexe B pour le dernier modèle. Source : Enquête sociale générale 17, 2003


note 6 Cette méthode suppose, bien sûr, que les biais d'échantillonnage et la surdéclaration de l'exercice du droit de vote sont équivalents dans tous les sous-groupes. Cela n'est peut-être pas le cas, mais en l'absence de toute preuve de biais différentiel, il convient de présumer qu'il y a équivalence.

note 7 Élections Canada a ultérieurement augmenté ce nombre à 64,1 % après avoir retiré les noms qui apparaissaient en double sur la liste électorale (mais le taux de participation officiel reste de 61,2 %).

note 8 On pourrait utiliser d'autres méthodes pour rajuster les estimations fondées sur le sondage. Par exemple, on pourrait appliquer à chaque sous-groupe le ratio de participation réelle par rapport à l'estimation d'ensemble fondée sur le sondage. Cette méthode ferait monter légèrement les taux de participation des Autochtones. Cependant, comme il y a une marge d'erreur assez importante en raison de la petite taille de l'échantillon des groupes autochtones, il ne vaut pas la peine de tenter de rajuster les données de l'ESG pour obtenir des estimations définitives des taux de participation généraux des Autochtones.

La taille des échantillons varie légèrement pour les diverses élections en raison de l'exclusion de répondants trop jeunes pour voter (pour les élections fédérales et provinciales, nous sommes en mesure de déterminer, de manière très précise, si les répondants avaient le droit de voter à la dernière élection; pour les élections municipales, nous avons simplement exclu toutes les personnes de moins de 23 ans). Pour les Autochtones urbains, la taille de l'échantillon pour l'élection fédérale de 2000 est de 395. Pour ce groupe, la marge d'erreur est de ± 4,9 % 19 fois sur 20, selon la formule standard pour les mesures fondées sur un pourcentage. Pour les Autochtones ruraux, la taille de l'échantillon pour l'élection fédérale de 2000 est de 246. La marge d'erreur connexe est de ± 6 %, 19 fois sur 20. Pour les autres répondants, la taille de l'échantillon pour l'élection de 2000 est de 20 341, et la marge d'erreur est de ± 0,6 %, 19 fois sur 20. Ces estimations des marges d'erreur doivent être considérées comme approximatives puisque l'application de coefficients de pondération aux données de l'ESG rend la formule standard quelque peu imprécise.

note 9 Il est possible de calculer très précisément l'âge des répondants au moment de l'élection de 2000 d'après leur âge au moment de l'entrevue, lequel est enregistré dans les données de l'ESG 17 à un signe décimal près (par ex. 25,3), et le mois au cours duquel ils ont été interrogés (élément important, car les entrevues se sont étalées sur les 12 mois de 2003).

note 10 Pour les variables dépendantes binaires, la régression logistique est normalement considérée comme la technique la plus appropriée. Cependant, les coefficients de régression logistique ne sont pas faciles à interpréter, et l'essence des résultats n'est pas modifiée par l'utilisation de la régression des moindres carrés ordinaires. L'annexe B fournit les résultats de régression logistique pour les modèles finaux de participation électorale à variables multiples présentés plus loin (et qui correspondent aux résultats de régression des moindres carrés ordinaires des tableaux 6 et 7).

note 11 La constante dans le deuxième modèle indique à présent le taux de participation estimé parmi ceux dont toutes les variables indépendantes équivalent à 0 – autrement dit, les non-Autochtones urbains de 18 à 29 ans qui n'ont pas terminé leurs études secondaires et dont le revenu familial est inférieur à 30 000 $.

note 12 La création d'un plus petit nombre de catégories visait à assurer des échantillons de taille raisonnable pour les divers groupes de répondants autochtones.

note 13 Cet énoncé (et d'autres énoncés semblables dans la suite du présent document) fait référence à une analyse de régression à variables multiples que nous avons entreprise et qui traite la confiance sociale en tant que variable dépendante. Cette analyse vise à déterminer s'il y a toujours une différence importante entre les Autochtones et les non-Autochtones quand l'âge, la scolarité et le revenu sont compris dans le modèle de régression.

note 14 Les autres questions portaient sur des domaines dans lesquels les Autochtones exercent une certaine autorité : le système de santé, le système scolaire et le système d'aide sociale.