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L’Europe des valeurs

Que reste-t-il de la « crise migratoire » de 2015 ?

Attitudes à l’égard de l’immigration et confiance dans l’union européenne dans les enquêtes European Values Studies
What is left of the “migrant crisis” of 2015 ? Attitudes toward immigration and trust in the European Union in the European Values Studies
Gilles Ivaldi
p. 141-173

Résumés

Cet article propose de réexaminer la question de l’impact de la crise des réfugiés de 2015 sur les attitudes individuelles à l’égard de l’immigration et de l’effet de ces dernières sur la confiance dans l’Union européenne. L’examen longitudinal des données comparatives des enquêtes European Values Studies (EVS) sur la période 1990-2017 suggère que cet effet demeure hétérogène selon les contextes régionaux ou nationaux, et qu’il varie également dans le temps. L’hypothèse d’un impact de la crise migratoire est corroborée dans une douzaine de pays de l’Union européenne à l’ouest comme à l’est de l’Europe. Au niveau macro, l’effet de la « pression migratoire » dans les États européens n’est pas significatif. La crise semble avoir avant tout activé des sentiments xénophobes dans les pays de l’Union européenne les moins affectés par la récession et le chômage, dessinant les contours d’un possible « euroscepticisme » des riches. Enfin, la politisation de l’Europe par les partis politiques nationaux reste un facteur déterminant, qui vient interagir avec la structuration d’attitudes de masse vis-à-vis de l’immigration et de l’Union européenne dans les opinions publiques européennes.

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Texte intégral

Introduction

1Depuis le milieu des années 1990, de nombreux travaux ont souligné le lien qui existe entre les opinions des citoyens à l’égard de l’immigration et les jugements que ces derniers portent sur l’Union européenne (McLaren, 2002 ; Stockemer et al., 2018 ; Kentmen-Cin et Erisen, 2017).

2Dans leur récente méta-analyse de 21 articles de revues scientifiques, publiés entre 2005 et 2017, Daniel Stockemer et al. (2018) observent une corrélation négative entre attitudes d’opposition à l’immigration et soutien à l’Union européenne dans plus de 70 % des cas.

3D’un point de vue théorique, cette association statistique est le plus souvent interprétée à partir des hypothèses de « compétition ethnique » (ethnic competition) et/ou de menace ethnique (ethnic threat) (Blalock, 1967 ; Quillian, 1995 ; Hainmueller et Hopkins, 2014). Pour Claes De Vreese et Hajo G. Boomgaarden (2005), les attitudes anti-immigration sont le corolaire d’une valorisation par les individus de leur groupe d’appartenance (in-group). Les individus les plus opposés à l’immigration s’identifient à la majorité des « natifs » et se perçoivent potentiellement sous la « menace » de divers groupes exogènes, au premier rang desquels les immigrés.

4Une telle évaluation normative par les individus de l’immigration comme « menace » a pour effet de diminuer de manière significative et souvent substantielle le degré d’adhésion à l’Union européenne (McLaren, 2007 ; Lubbers, 2008 ; Lubbers et Coenders, 2017). L’opposition à l’Union européenne se fonde dès lors sur la vision de l’intégration européenne comme un projet d’abaissement des frontières nationales, d’ouverture à l’immigration et de promotion du multiculturalisme (De Vreese et Boomgaarden, 2005, p. 64).

La crise migratoire de 2015 comme « moment critique » ?

5Sous les effets des guerres civiles en Irak, en Libye et en Syrie, ainsi que de l’instabilité dans plusieurs pays d’Afrique, le nombre de demandeurs d’asile au sein de l’Union européenne est passé de 260 000 en 2010 à 627 000 en 2014, pour atteindre un record de 1,3 millions en 2015 et 2016. Au total, on estime à 2,7 millions le nombre d’immigrants arrivés dans l’Union européenne en 2015, dont environ la moitié ont demandé l’asile.

6Si la notion de « crise » mérite sans doute d’être nuancée à propos de l’afflux de réfugiés en 2015 (Blanchard et Rodier, 2016), les événements qui en ont ponctué le déroulement ont mêlé un faisceau d’enjeux économiques, culturels et sécuritaires. Ces enjeux multiples ont eu une résonance importante au sein des opinions publiques, de nature à nourrir à la fois les sentiments anti-immigrés et les attitudes de défiance à l’égard de l’Union européenne (Van der Brug et Harteveld, 2021).

7À cette occasion, les partis de droite radicale populiste ont enregistré des scores à la hausse dans de nombreux pays européens : Italie, France, Autriche, Allemagne, mais aussi en Europe orientale, en Hongrie, Slovaquie ou République tchèque. Les répercussions de la crise ont également été visibles dans l’activation des questions migratoires lors de la campagne référendaire du Brexit au Royaume-Uni ou dans l’instrumentalisation des enjeux relatifs à l’immigration par Donald Trump à l’occa­sion de l’élection américaine de novembre 2016 (Ivaldi, 2019).

  • 1 Le règlement de Dublin de 2013 prévoit en particulier l’obligation faite aux réfugiés de déposer (...)

8Au-delà de ses implications nationales, l’afflux de réfugiés a en outre mis à jour certaines faiblesses de l’Union européenne, en offrant aux détracteurs de l’Europe un angle d’attaque privilégié de critique de l’Union européenne, que ce soit sur les principes de libre circulation de Schengen ou sur la gestion de l’asile par les accords de Dublin (Niemann et Zaun, 2018)1. Indéniablement, la crise a mis en exergue l’incapacité relative des institutions de l’Union à imposer une véritable solidarité entre ses États membres (Ciornei et Ross, 2021). À cette occasion, nombre de gouvernements, notamment à l’Est de l’Europe, se sont repliés sur la souveraineté nationale, s’opposant souvent avec vigueur aux mécanismes de relocalisation des demandeurs d’asile. La Hongrie, la Slovaquie, la Pologne, la Roumanie et la République tchèque, par exemple, ont rejeté le système de quotas exigé par la Commission européenne et n’ont pas hésité à jouer du rapport de force avec Bruxelles, nourrissant potentiellement des attitudes hostiles à l’égard de l’Union européenne et de ses institutions (Wihtol de Wenden, 2016). À l’inverse, des pays tels que l’Allemagne ou la Suède ont fait le choix d’un accueil massif des demandeurs d’asile, très au-delà des ambitions de l’Union européenne, au risque d’alimenter, à leur tour, les réflexes xénophobes d’une partie de leur population.

9Enfin, les événements consécutifs à l’afflux de réfugiés syriens en 2015 doivent être placés dans le contexte plus large de la « polycrise » de l’Union européenne (Zeitlin et Nicoli, 2020), c’est-à-dire l’imbrication de plusieurs crises – crise de l’Euro, crise migratoire – qui ont affecté de manière différentielle les principales régions de l’Union européenne et ont mis à mal la cohésion de ses États membres au travers d’une multiplicité de lignes de fracture Nord/Sud ou Est/Ouest. L’étude empirique régionalisée de Francesco Nicoli et Ann-Kathrin Reinl (2020) montre à cet égard combien l’interaction des facteurs économiques et migratoires a pu jouer sur l’élévation du niveau de soutien aux partis eurosceptiques en Europe. Par ailleurs, ainsi que le rappellent Zeitlin et Nicoli, l’Union européenne a été confrontée à d’autres défis politiques majeurs, qu’il s’agisse du référendum britannique du Brexit en 2016, du mouvement de régression démocratique entamé dans plusieurs nations de l’ancien bloc soviétique, ou des multiples menaces géopolitiques et sécuritaires.

10À cet égard, la crise migratoire ne peut être dissociée de la question des attentats islamistes, notamment à Paris en novembre 2015, et de la mise en « corrélation magique » de l’immigration et du terrorisme dans l’espace public (Geisser, 2020). Des travaux empiriques attestent de l’impact des attaques terroristes sur la montée de sentiments xénophobes dans les opinions publiques : Mónica Ferrín et al. (2020) montrent en particulier que les attentats de Paris ont eu un effet significatif et négatif sur les attitudes vis-à-vis des immigrés dans les 28 États-membres de l’Union européenne.

Interroger les effets de la « crise »

11Parce qu’elle a créé un réservoir potentiel pour des attitudes xénophobes de rejet de l’immigration sur fond de critique de l’Union européenne, la crise des réfugiés de 2015 a pu constituer un moment critique de l’histoire récente des institutions européennes et de la plupart de ses États membres.

12Cette question est au cœur de la littérature empirique récente (Harteveld et al., 2018 ; Stockemer et al., 2020 ; Van der Brug et Harteveld, 2021). Dans leur exploitation des données de l’Enquête sociale européenne (ESS) pré-et-post crise, Stockemer et al. (2020) n’observent pas d’effet de la crise des réfugiés sur les sentiments anti-immigrés ni même sur l’euroscepticisme des Européens. Leurs analyses suggèrent que l’effet des attitudes anti-immigration sur la propension individuelle à soutenir ou rejeter l’Union européenne n’a pas varié de manière significative avant et après 2015, concluant à l’absence d’un choc externe produit par la crise migratoire.

13À partir d’une analyse des données des Eurobaromètres entre 2009 et 2017, Eddy S.F Yeung (2021) n’identifie aucun effet statistique significatif de l’immigration sur les attitudes eurosceptiques individuelles. Wouter Van der Brug et Eelco Harteveld (2021) insistent pour leur part sur les effets conditionnels de la crise des réfugiés sur les attitudes en matière d’immigration et l’identification nationale en Europe. Ces auteurs soulignent un impact différentiel selon les différentes régions et montrent un phénomène de polarisation de ces attitudes en fonction de l’affiliation idéologique gauche-droite, en particulier dans les nations d’Europe occidentale.

14De par la richesse des données qu’ils mobilisent et la rigueur statistique de leurs analyses, ces travaux apportent d’ores-et-déjà des éléments d’éclairage sur l’impact de la crise des réfugiés sur les attitudes individuelles relatives à l’immigration et/ou à l’intégration européenne. Deux éléments en ressortent en particulier : d’une part, l’hétérogénéité de cet impact selon les groupes sociaux et les contextes ; d’autre part, l’intérêt d’aller au-delà des effets strictement « conjoncturels » de la crise migratoire et d’intégrer cette dernière à une réflexion plus ample quant à l’articulation de l’euroscepticisme et des sentiments anti-immigration sur une période plus longue. Ainsi que le rappelle très justement à cet égard Vincent Tiberj au sujet du racisme, « il faut toujours garder en tête les évolutions de long terme et dès lors qu’on le fait, la situation s’éclaire très différemment » (Tiberj, 2019, p. 92). Un même constat s’établit pour ce qui concerne les attitudes vis-à-vis de l’Europe : pour Bruno Cautrès, « toute analyse de l’évolution de l’opinion doit prendre le recul du temps » (Cautrès, 2014, p. 21).

15À partir des données des enquêtes European Values Studies (EVS), cet article propose de réexaminer la question de l’impact de la crise des réfugiés de 2015 sur les attitudes individuelles à l’égard de l’immigration et de l’effet de ces dernières sur le soutien à l’Union européenne. Les données EVS nous offrent l’opportunité de replacer la crise migratoire de 2015 dans une perspective de temps long, et non de la traiter comme un simple « isolat ». Sous réserve des limites imposées par la disponibilité de certains indicateurs, les enquêtes EVS nous permettent d’interroger les liens entre euroscepticisme et sentiments anti-immigration en travaillant sur presque trois décennies depuis le début des années 1990, en Europe de l’Ouest mais également, il est important de le souligner, dans les pays de l’ancien bloc soviétique.

16Cette perspective nous paraît particulièrement féconde lorsqu’il s’agit d’appréhender la structuration d’attitudes de masse et l’hétérogénéité de ces attitudes selon les groupes sociaux et les contextes régionaux ou nationaux. S’ils sont avérés, les effets « conjoncturels » méritent d’être évalués à l’aune des relations entre attitudes à l’égard de l’immigration et soutien à l’intégration européenne dans les périodes antérieures, afin d’en établir d’éventuelles propriétés dans la période postérieure à la crise. Avec le recul du temps, les données EVS viennent, nous allons le voir, appuyer l’hypothèse d’un impact significatif de la crise migratoire au travers d’une polarisation de l’effet des attitudes relatives à l’immigration sur la confiance dans l’UE, de part et d’autre de l’ancien rideau de fer.

17Cet effet demeure cependant hétérogène et varie fortement selon les contextes régionaux ou nationaux, ainsi que dans certains segments de la société au regard de leurs caractéristiques sociales, économiques ou politiques. L’analyse des facteurs « macro » vient en outre éclairer les mécanismes économiques, migratoires ou politiques reliant les attitudes individuelles vis-à-vis de l’immigration au soutien à l’Union européenne. L’effet de la « pression migratoire » dans les États européens mérite à cet égard d’être mise en question, de même que l’impact des facteurs économiques : au regard de nos données, la crise semble avoir avant tout activé des sentiments xénophobes dans les pays de l’Union européenne les moins affectés par la récession et le chômage, dessinant les contours d’un possible « euroscepticisme des riches ». Ce constat nous invite à penser la crise non comme un phénomène exogène mais bien comme objet de politisation et d’instrumentalisation par les acteurs partisans. La politisation de l’Europe par ces derniers reste au final un facteur déterminant, qui vient interagir avec la structuration d’attitudes de masse vis-à-vis de l’immigration et de l’Union européenne dans les opinions publiques européennes.

1. Immigration et Europe dans les enquêtes EVS

18Au regard de leur longévité et de leur couverture géographique, les enquêtes EVS offrent l’opportunité d’un regard rétrospectif, en replaçant la question du couple immigration /Europe sur le temps long, à partir du début des années 1990, avant même l’adoption du Traité de Maastricht et, pour une partie des États-membres actuels de l’Union européenne, bien avant même leur adhésion.

1.1. Une perspective sur le temps long

  • 2 La question est la suivante : « Pour chacune des institutions que je vais vous citer, voulez-vous (...)

19Les données comparatives des vagues EVS de 1990, 1999, 2008 et 2017 fournissent quatre points de comparaison dans le temps pour tenter de répondre à nos principales interrogations. S’agissant des attitudes à l’égard de l’Union européenne, les données EVS proposent, parmi un ensemble d’acteurs institutionnels et d’organisations, une mesure de la confiance dans l’Union européenne2.

20Il s’agit là d’une mesure approximative du soutien à l’Union européenne ou de son rejet par les Européens. La confiance constitue avant tout un indicateur de soutien « diffus » des citoyens à l’Europe, distinct d’une évaluation plus spécifique en termes de fonctionnement de ses institutions et/ou de jugement sur ses actions concrètes (Easton, 1975). En outre, la littérature comparative nous rappelle que l’euroscepticisme reste une notion générique qui peut recouvrir des attitudes hétérogènes à l’égard de l’intégration européenne, de ses principes fondateurs, de sa trajectoire ou des effets qu’elle produit sur les systèmes politiques nationaux (Szczerbiak et Taggart, 2017, p. 12). De par son caractère barométrique, la variable de confiance permet cependant d’envisager de manière comparative les évolutions de long terme dans le rapport de confiance et d’affection qu’entretiennent les citoyens européens avec l’Union européenne.

  • 3 La question est formulée de la manière suivante : « Quand les emplois sont rares, les employeurs (...)

21Pour ce qui concerne les attitudes à l’égard de l’immigration, on utilise un premier indicateur présent sur l’ensemble des vagues 1990-2017, qui concerne l’adhésion au principe de préférence à l’emploi pour les nationaux3.

22La question de la préférence nationale touche principalement à la dimension économique dont on sait qu’elle constitue un aspect important du rapport à l’immigration. Des travaux tels que ceux conduits par Lauren M. McLaren (2002) ou Marcel Lubbers et Eva Jaspers (2011) insistent sur cette composante économique du rejet de l’immigration : ce serait avant tout le sentiment d’une « compétition immigrée » sur le marché du travail et/ou pour les ressources disponibles qui produirait les attitudes d’opposition à l’immigration et, de manière indirecte, le rejet du projet européen.

23Ces aspects économiques ne recouvrent cependant qu’une partie des attitudes relatives à l’immigration. Ces dernières sont multidimensionnelles et peuvent résulter de la perception de menaces diffuses et hétérogènes pour les valeurs personnelles, les ressources du groupe, la sécurité et/ou l’identité nationale (De Vreese et Boomgaarden 2005). Paul M. Sniderman et al. (2004) insistent sur la dimension culturelle-identitaire et montrent que cette dernière peut produire du préjugé indépendamment des conditions socio-économiques objectives des individus.

24À cet égard, des études plus récentes ont noté l’importance croissante de la question religieuse, notamment des attitudes à l’égard des musulmans (De Vreese et al., 2008 ; Hobolt et al., 2011). Ainsi que le rappellent Rachid Azrout et al. (2013, p. 6-7) les immigrés musulmans sont souvent présentés comme des « autres » étrangers, fréquemment associés au terrorisme et à la violence, tandis que l’islam est stigmatisé comme une culture « rétrograde » et « inférieure ». La question de l’islam et de « l’islamisation » se trouve en outre au cœur de la rhétorique xénophobe des partis de droite radicale en Europe (Ivaldi, 2019).

25L’appréhension de la dimension culturelle des attitudes relatives à l’immi­gration est rendue délicate par l’absence d’indicateurs constants dans l’ensemble des vagues EVS. On peut toutefois se tourner ici vers une batterie présente depuis 1981, qui concerne le rejet de certaines catégories ethno-raciales comme voisins, et notamment, depuis 1990, un item spécifique concernant les « musulmans ». Le choix de ce critère religieux nous permet par hypothèse de restreindre le champ de l’analyse aux seuls aspects plus strictement culturels. Le préjugé à l’encontre des musulmans suit par ailleurs généralement une logique similaire à celle des autres groupes ethno-culturels (Tiberj, 2015) et peut donc, à ce titre, être utilisé comme proxy d’une attitude plus générale à l’égard de l’altérité, distincte de la dimension socio-économique telle que mesurée par l’item de préférence nationale.

  • 4 Notons la présence dans les enquêtes EVS d’un autre indicateur barométrique, relatif au voisinage (...)

26En définitif, les questions retenues permettent de distinguer deux facettes du rapport à l’immigration, à savoir les aspects économiques, d’une part, et les aspects culturels ou « symboliques », d’autre part, qui constituent traditionnellement les principales dimensions du préjugé à l’encontre des immigrés (Betz, 2019). S’ils ne suffisent à l’évidence pas à couvrir la totalité des dimensions constitutives du préjugé xénophobe, ces deux items « constants » dans les enquêtes EVS nous fournissent des informations précieuses sur les évolutions et transformations à l’œuvre depuis 1990 dans l’intersection des attitudes des citoyens à l’égard de l’immigration et de l’Union européenne4.

1.2. Couverture géographique

27Depuis la première vague conduite en 1981, le périmètre géographique des enquêtes EVS s’est considérablement élargi, jusqu’à couvrir près d’une cinquantaine de pays européens en 2008 et d’une quarantaine à l’occasion de la vague de 2017, sur la base d’échantillons représentatifs de la population résidente de 18 ans et plus comprenant au minimum 1 200 répondants par pays (Bréchon, 2021).

  • 5 À savoir : Autriche, Bulgarie, République Tchèque, Allemagne, Danemark, Estonie, Espagne, Finland (...)
  • 6 Sur certaines variables, les données sont absentes pour plusieurs pays, ce qui impose de considér (...)

28Au total, 21 pays sont présents sur l’ensemble des quatre dernières vagues entre 1990 et 20175. Cette couverture géographique est exceptionnelle s’agissant notamment de la présence des nations de l’ancien bloc soviétique dès le début des années 1990. Il faut souligner, cependant, quelques limites imposées par la disponibilité des données6.

29En gardant à l’esprit ces contraintes, les enquêtes EVS nous permettent donc de poser la question d’un éventuel impact de la crise des réfugiés sur les attitudes anti-immigration et la confiance dans l’Union européenne, des effets des premières sur la seconde, et, surtout, de la variabilité de cet effet depuis près de 30 ans, à la fois en Europe occidentale mais également dans les pays de l’ancien bloc soviétique.

2. Évolutions, 1990-2017

30Les données EVS éclairent tout d’abord les principales évolutions de la confiance dans l’Union européenne et des attitudes relatives à l’immigration sur la longue période. Les niveaux moyens observables de chaque côté de l’ancien rideau de fer témoignent de variations significatives dans le temps et dans l’espace (voir Figure 1).

  • 7 Pondéré selon les variables socio-démographiques et la taille des populations nationales.

31Partout, on observe la fin du « consensus permissif » et la baisse significative de la confiance accordée à l’Union européenne dans l’ère post-Maastricht : en Europe occidentale, le degré moyen de confiance dans l’Union européenne chute de 59 à 45 % entre 1990 et 19997 ; dans l’ancien bloc soviétique, le recul est de 11 points, de 55 à 44 %. À la fin de la décennie, les deux grandes régions de l’Europe sont donc alignées sur une défiance commune vis-à-vis de l’Union européenne et de ses institutions.

32En 2008, à l’aube de la crise financière et de la « Grande récession », la confiance dans l’Union européenne demeure faible dans la partie occidentale de l’Europe, autour de 46 % en moyenne, tandis qu’elle remonte de manière substantielle à l’Est (55 %). En 2017, on note pour l’essentiel une tendance à la baisse des nations de l’ancien bloc soviétique, avec une nouvelle chute de 9 points (de 55 % en 2008 à 46 % en 2017), qui rapproche les pays d’Europe de l’Est de leurs voisins d’Europe occidentale (44 %).

33Cette baisse s’inscrit potentiellement, on le voit, dans la « polycrise » de l’Union européenne et l’impact des chocs financier, économique et migratoire survenus entre 2008 et 2015. Dans une analyse antérieure à la crise migratoire, Cautrès (2014) évoquait déjà une rupture de la confiance en Europe et rappelait que de nombreux indicateurs de soutien à l’intégration européenne avaient enregistré une baisse significative sur la période de « Grande récession » après 2008.

Figure 1. Niveaux moyens de confiance dans l’Union européenne et attitudes à l’égard de l’immigration selon la région (1990-2017)

Figure 1. Niveaux moyens de confiance dans l’Union européenne et attitudes à l’égard de l’immigration selon la région (1990-2017)

Note : Variable de confiance dichotomisée ; données pondérées selon les variables socio-démographiques et la taille des populations nationales ; N =21 pays présents dans l’ensemble des quatre vagues (en 1990, 5 pays ne sont pas pris en considération pour la confiance dans l’Union européenne, à savoir l’Autriche, l’Estonie, la Croatie, la Lituanie et la Slovaquie ; pour les sentiments envers les musulmans, la Hongrie est absente en 1999).

34Qu’en est-il à présent des attitudes à l’égard de l’immigration ? Sous l’angle socio-économique, les écarts entre l’Ouest et l’Est de l’Europe se sont très fortement polarisés entre 1990 et 2017. En Europe occidentale, l’adhésion au principe de préférence nationale a décru de manière significative et monotone sur la période, passant de 64 % en moyenne au début des années 1990 à 43 % en 2017. Cette baisse continue contraste fortement avec la situation dans l’ancien bloc soviétique : l’adhésion au principe de préférence nationale y est demeurée à un très haut niveau depuis 1990, autour de 80 % des répondants.

35En termes culturels, les données EVS montrent des seuils assez stables et relativement faibles autour de 15 % de rejet des musulmans en Europe de l’Ouest depuis une trentaine d’années ; à l’Est, en revanche, on observe un préjugé plus élevé et en forte croissance dans la période récente de 24 % en 2008 à 36 % en 2017. Cette évolution pourrait témoigner de l’impact de la crise migratoire de 2015 sur les attitudes à l’égards des réfugiés de confession musulmane et de la surpolitisation de la « menace » de l’islam dans des pays tels que la Hongrie, la Slovaquie, la Pologne ou la République tchèque entre autres.

36À la lumière des indicateurs de temps long des enquêtes EVS, la crise de l’Europe paraît bien dater du milieu des années 1990, au moment même où nombre de nations européennes ont été confrontées à l’étiolement de l’ancien « consensus permissif ». En 2017, la confiance dans l’Union européenne « post‑crises » se situe en réalité à un niveau comparable à celui enregistré dans la vague de 1999 et on observe essentiellement un alignement des pays de l’ancien bloc soviétique, traditionnellement plus europhiles, sur leurs homologues d’Europe occidentale plus sceptiques quant à l’intégration européenne.

37S’agissant de l’immigration, le contraste régional est là aussi capital : à l’Ouest, les préjugés xénophobes sont demeurés faibles ou ont connu une tendance à la baisse depuis le début des années 1990 ; à l’Est du continent, le chauvinisme socio-économique est très largement répandu dans les opinions publiques depuis plus de 30 ans, à un niveau particulièrement élevé. En outre, on observe une forte poussée du préjugé culturel à l’encontre des musulmans dans l’ancien bloc soviétique dans le sillage de la crise migratoire de 2015.

38Au vu des évolutions de long terme, il paraît surtout difficile de faire l’hypothèse d’un effet homogène de la crise migratoire sur la confiance dans l’Union européenne et sur les attitudes à l’égard de l’immigration. Les données longitudinales suggèrent, a minima, d’envisager une démarcation Est-Ouest et nous invitent à considérer, à l’intérieur de chacun de ces deux grands blocs, la variance qui peut être associée aux contextes nationaux.

3. Quel impact des attitudes relatives à l’immigration sur la confiance dans l’Union européenne ?

39Un second grand ordre de questions concerne l’influence des sentiments anti-immigrés sur le rapport que les citoyens entretiennent avec les institutions européennes, et l’évolution de cette relation et de son intensité dans le temps long des enquêtes EVS.

3.1. Effets des attitudes individuelles à l’égard de l’immigration

40On conduit tout d’abord une analyse globale sur les données regroupées des quatre vagues pour l’ensemble des pays comparables, puis, on teste une série de modèles distincts pour chaque pays sur la période 1990-2017. La variable dépendante est la confiance dans l’Union européenne, mesurée de manière dichotomique. De ce fait, on utilise dans l’ensemble des analyses des régressions logistiques binomiales. Dans tous les modèles, on introduit une variable muette pour chacune des quatre vagues d’enquête EVS.

41Compte tenu de la forte colinéarité qui existe entre les deux variables d’attitudes relatives à l’immigration, leurs effets sur le degré de confiance dans l’Union européenne sont mesurés dans deux analyses séparées. Ces effets sont contrôlés par trois principales variables socio-démographiques traditionnellement associées à l’analyse des attitudes à l’égard de l’Europe, à savoir le genre, l’âge et l’âge de fin d’études comme indicateur de niveau de diplôme (Belot, 2002 ; Harteveld et al., 2013).

42La confiance dans l’Union européenne répond à différentes logiques. Pour vérifier la robustesse des effets de l’« immigration », on contrôle l’effet potentiel d’autres prédicteurs classiques du soutien à l’Union européenne. Tenant compte des limites imposées par la disponibilité des indicateurs, on considère ici deux variables attitudinales, à savoir l’intérêt pour la politique, d’une part, et la confiance politico-institutionnelle nationale, d’autre part. Ces deux variables constituent des facteurs importants de soutien à l’intégration européenne (Ares et al., 2017).

  • 8 Ces trois items forment une dimension homogène dans l’ensemble des pays pour chacune des quatre v (...)

43Dans les enquêtes EVS, l’intérêt pour la politique est mesuré sur une échelle en quatre modalités, « très intéressé », « assez intéressé », « pas très intéressé » et « pas du tout intéressé ». Pour la confiance politico-institutionnelle, on crée un indice synthétique de confiance à partir des items disponibles sur l’ensemble des quatre vagues EVS considérées ici, à savoir la confiance dans le parlement national, dans la fonction publique et dans le système judiciaire8.

44Les deux premiers modèles 1a et 1b sur les données regroupées pour les quatre vagues et l’ensemble des pays permettent d’examiner l’effet des divers paramètres9 (voir Annexe 1 en ligne10). Ces modèles confirment tout d’abord l’effet significatif des variables d’âge et de diplôme. Dans tous les cas, le soutien diffus à l’Union européenne tel que mesuré par l’indicateur de confiance décroît de manière linéaire avec l’âge des individus. Il augmente de manière significative et substantielle en revanche avec l’élévation de l’âge de fin d’études, confirmant le lien généralement établi entre soutien à l’Union européenne et capital éducatif.

45Les deux contrôles attitudinaux exercent également un effet significatif sur la confiance apportée à l’Union européenne. Cette dernière croît de manière relativement modérée en fonction de l’intérêt pour la politique, de l’ordre de 10 points de confiance entre les individus les moins intéressés et ceux qui marquent un intérêt fort pour la politique. Sans surprise, on observe surtout un effet positif très substantiel de la confiance politique nationale avec un écart de près de 80 points d’une extrémité à l’autre de l’échelle de confiance, qui confirme l’impact majeur de l’heuristique politique nationale sur le soutien diffus à l’Union européenne.

46Ces deux premiers modèles attestent d’un effet statistiquement significatif des attitudes à l’égard de l’immigration sur le degré de confiance envers l’Union européenne entre 1990 et 2017. Le rejet de l’immigration – que ce soit pour des motifs économiques ou culturels – contribue à diminuer de manière significative le degré de confiance dans l’Union européenne (voir Modèles 1a et 1b en annexe 1 en ligne).

47Cet effet global demeure très peu substantiel, cependant. L’écart est de l’ordre de 5 points entre les probabilités prédites pour les répondants favorables à une préférence nationale à l’emploi (46 % de confiance dans l’Union européenne) et ceux qui la rejettent au contraire (51 %). De la même manière, l’effet global de la dimension culturelle est d’environ 6 points entre les répondants qui déclarent refuser un voisin musulman (43 %) et les autres (49 %).

48Dans une seconde série de modèles, on teste l’interaction entre les variables d’immigration et les variables muettes de vagues EVS pour chacun des pays de l’enquête. Ces deux séries de modèles nationaux 2a et 2b (voir Annexe 2 en ligne11) permettent d’évaluer l’effet des attitudes relatives à la préférence nationale à l’emploi et au voisinage avec les musulmans sur le degré de confiance dans l’Union européenne selon les vagues d’enquêtes et selon les pays12. Le tableau 1 propose un récapitulatif des effets statistiquement significatifs et des probabilités prédites qui y sont associées.

49Les résultats font apparaître d’importantes variations entre les divers pays et au fil du temps. L’effet des variables relatives à l’immigration demeure, on le voit, inopérant dans plusieurs pays sur l’ensemble de la période. C’est le cas notamment en Espagne, au Portugal, en Bulgarie, en Roumanie, en Slovénie ainsi que dans les deux États baltes, Estonie et Lituanie. Dans ces pays qui, pour la plupart d’entre eux, représentent traditionnellement des pays d’émigration, l’adhésion au principe de préférence à l’emploi pour les nationaux et les sentiments à l’égard des musulmans n’ont pas d’effet notable sur le degré de soutien à l’Union européenne, lorsque sont pris en compte les critères socio-démo­graphiques, l’intérêt pour la politique et la confiance politique nationale.

  • 13 À l’exception de l’Italie où cet effet est significatif en 1999.
  • 14 S’agissant de la Suède, l’absence de données pour 2008 invite toutefois à la prudence.
  • 15 Notons ici l’absence de la Grèce qui aurait constitué un cas particulièrement révélateur d’un eff (...)

50Les effets potentiellement attribuables à la crise migratoire sont, en revanche, visibles dans une douzaine de nations européennes. S’agissant en premier lieu des aspects culturels, l’effet des sentiments à l’égard des musulmans demeure, à quelques rares exceptions près, non significatif tout au long de la période 1990‑200813. En 2017, en revanche, la variable culturelle d’immigration vient polariser de manière substantielle la confiance exprimée dans l’Union européenne dans la plupart des pays d’Europe de l’Ouest et du Nord – Autriche, Allemagne, Danemark, Finlande, France, Grande-Bretagne, Pays-Bas et Suède14 – ainsi qu’en Italie, dans des pays où la question migratoire a été fortement politisée pendant la crise de 201515, en lien également dans certains cas avec le terrorisme islamiste.

51Les écarts de probabilité présentés dans le tableau 1 sont tous significatifs et ils varient selon les contextes de 9 à 19 points entre les répondants exprimant des sentiments négatifs à l’encontre de voisins musulmans et les autres. En France, l’écart est de 14 points : la confiance dans l’Union européenne diminue à 35 % chez les individus qui disent ne pas vouloir de voisinage avec des musulmans contre 49 % dans le reste de l’échantillon. En Europe de l’Est, l’effet de cette variable ne concerne que deux pays, la Pologne et la Slovaquie, avec des écarts de confiance respectifs de 19 et 15 points.

52Dans plusieurs de ces pays, on observe parallèlement en 2017 un effet statistiquement significatif de la dimension socio-économique de l’immigration telle que mesurée par l’adhésion à la préférence nationale. C’est le cas au Danemark, en France, aux Pays-Bas, en Suède et en Pologne, où cet effet est significatif et substantiel, avec des écarts de probabilités prédites de confiance dans l’Union européenne variant de 8 à 17 points (voir Tableau 1).

53À l’inverse, la préférence nationale exerce seule un effet substantiel sur la confiance dans l’Union européenne dans deux pays de l’ancien bloc soviétique, la République Tchèque (différence de 22 points) et la Hongrie (24 points), dans des contextes là aussi marqués par l’extrême instrumentalisation de la question des réfugiés par les leaders au pouvoir, Bohuslav Sobotka en République Tchèque et Viktor Orbán en Hongrie, pendant la crise de 2015 (Cantat, 2016).

54Notons enfin que le lien entre adhésion à la préférence nationale et moindre confiance dans l’Union européenne était d’ores-et-déjà observable en 2008, bien avant la succession de crises de l’Union européenne, dans des pays tels que l’Autriche, l’Allemagne, la Finlande ou la Grande-Bretagne. La continuité de l’effet est particulièrement visible en Autriche où les différences sont significatives dès la fin des années 1990, au moment, il faut s’en souvenir, de l’accession de la droite national-populiste du FPÖ de Jörg Haider au pouvoir en coalition avec les conservateurs de l’ÖVP.

Tableau 1. Tableau récapitulatif des effets statistiquement significatifs et probabilités prédites de confiance dans l’Union européenne

Pays

PrÉfÉrence nationale

Voisin musulman

Allemagne

2008 (43/34)

2017 (40/29)

2017 (37/24)

Autriche

1999 (47/34)

2008 (38/25)

2017 (47/28)

2017 (38/26)

Bulgarie

Croatie

Danemark

2017 (50/42)

2017 (48/39)

Espagne

Estonie

Finlande

2008 (43/30)

2017 (51/28)

2017 (42/30)

France

2017 (53/43)

2017 (49/35)

Grande-Bretagne

2008 (37/25)

2017 (36/17)

2017 (26/12)

Hongrie

2017 (63/39)

Italie

2017 (53/34)

1999 (72/62)

2017 (41/30)

Lituanie

Pays-Bas

2017 (43/31)

2017 (38/24)

Pologne

2017 (63/46)

2017 (56/35)

Portugal

Rép. Tchèque

2017 (46/24)

Roumanie

Slovaquie

2017 (64/48)

Slovénie

Suède

2017 (52/37)

2017 (50/32)

Note : Probabilités estimées de confiance dans l’Union européenne, pour chaque pays, sur la base des modèles logistiques 2a et 2b (voir Annexe 2 en ligne), avec interaction entre vagues EVS et attitudes à l’égard de l’immigration. Pour la variable de « préférence nationale », les probabilités sont celles des modalités « pas d’accord » et « d’accord » ; pour le voisinage avec les musulmans, il s’agit des probabilités prédites de confiance dans l’Union européenne pour les individus qui ne citent pas cette catégorie de voisins et ceux qui, à l’inverse, la citent. Les effets sont mesurés en contrôlant l’effet des caractéristiques sociodémographiques des individus, leur intérêt pour la politique et leur degré de confiance dans les institutions nationales. On utilise le seuil de p < 0,01.

55S’il n’est évidemment pas possible d’établir ici un lien de causalité directe, les données EVS vont dans le sens de l’hypothèse d’une « réaction » eurosceptique dans le sillage de la crise migratoire de 2015, dont les traces sont visibles en 2017, notamment sur la dimension culturelle, traduisant l’importance du préjugé à l’encontre des musulmans dans la rupture de confiance dans l’Union européenne face à l’afflux de réfugiés du Moyen-Orient à partir de la fin 2014.

3.2. Facteurs contextuels

56Ces résultats mettent principalement en évidence l’hétérogénéité des possibles effets de la crise migratoire de 2015 dans les divers pays. Cette hétéro­généité suggère de considérer certains des facteurs contextuels de nature à éclairer la variabilité du lien entre attitudes à l’égard de l’immigration et confiance dans l’Union européenne, et, au-delà de la seule crise des réfugiés, le rôle potentiel de la « polycrise » traversée par les institutions européennes à partir de 2008.

57Trois grands types de facteurs peuvent être envisagés ici. Le premier concerne les conditions socio-économiques. La littérature montre en effet que la raréfaction des ressources économiques et les contextes de crise tendent généralement à accroître les tensions intergroupes (Colantone et Stanig, 2018, Georgiadou et al., 2018). À partir d’une analyse des données Eurobaromètres entre 1995 et 2018, Chase Foster et Jeffry Frieden (2021) montrent une baisse sensible du soutien à l’Union européenne en fonction du taux de chômage national depuis le milieu des années 1990.

58Un second facteur a trait à l’ampleur et à la dynamique de la « pression migratoire » subie par les États européens pendant la crise des réfugiés. Dans son étude déjà ancienne, Lauren M. McLaren (2007) établit un lien indirect entre les attitudes à l’égard de l’Europe et la taille de la population immigrée : l’effet des attitudes anti-immigration sur le soutien à l’Union européenne serait ainsi plus prononcé dans les contextes de forte présence étrangère. Dans un travail plus récent conduit sur la base des données des Eurobaromètres entre 2009 et 2017, Eddy S. F. Yeung (2021) n’observe en revanche aucun effet statistique significatif du niveau d’immigration sur les attitudes eurosceptiques individuelles. Plus généralement, s’agissant du lien entre données structurelles sur l’immigration et euroscepticisme, la méta-analyse conduite par Stockemer et al. (2018) conclut à l’absence de relation statistique claire entre les deux variables. Dans près de deux tiers des études répertoriées, un pourcentage élevé ou accru d’immigrés ne conduit pas nécessairement à un rejet de l’intégration européenne au plan individuel (ibid., p. 334). On peut donc poser la question de l’effet « macro » de l’immigration sur les attitudes individuelles.

59Un tel effet peut concerner les aspects économiques et culturels, mais il touche également au terrorisme dont on a souligné qu’il est souvent associé aux flux migratoires dans la rhétorique des partis de droite radicale. Si la recherche comparative a pu établir un lien entre attaques terroristes et montée du préjugé anti-immigrés (par exemple, Ferrín et al., 2020), l’effet demeure difficile cependant à mesurer hors de dispositifs expérimentaux dédiés (Legewie, 2013). Par ailleurs, des travaux récents ont illustré la dynamique spatiale des anxiétés liées au terrorisme et les effets de propagation de ces dernières entre les pays, qui rendent inopérante une mesure strictement nationale du phénomène (Böhmelt et al., 2020).

60Enfin, on peut s’interroger sur l’influence du contexte politique. Le travail empirique conduit par Macarena Ares et al. (2017) illustre l’importance de la politisation par les acteurs nationaux, en particulier les partis politiques et les gouvernements, du processus d’intégration européenne et la manière dont cette politisation peut affecter positivement ou négativement le soutien individuel à l’Union européenne. Eelco Harteveld et al. (2018) identifient également un effet significatif de la couverture médiatique de la crise des réfugiés sur les attitudes eurosceptiques, qui témoigne de l’importance de considérer de tels facteurs dans le rapport que les citoyens entretiennent avec l’Union européenne.

61Dans la mesure où il s’agit de tester l’impact des changements intervenus à la fois dans les conditions socio-économiques et les flux migratoires dans la période de « polycrise » de l’Union européenne, on se limite ici l’analyse à la seule vague de 2017 pour l’examen des facteurs « macro ».

  • 16 Notons naturellement les limites de cet indicateur très global, qui ne permet pas d’envisager le (...)
  • 17 L’enquête POPPA coïncide avec la période d’administration de la vague EVS 2017 et couvre l’ensemb (...)

62On considère en premier lieu l’évolution des flux d’immigration dans chaque pays entre les périodes pré et post-crise migratoire, exprimée en pourcentage, entre les moyennes des années 2012, 2013 et 2014 (pré-crise) et des années 2015, 2016 et 2017 (post-crise)16. L’effet des conditions socio-économiques est mesuré à partir du taux moyen de chômage des trois années précédant la dernière vague d’enquête EVS (2015, 2016 et 2017). Enfin, on teste deux variables de politisation de l’immigration et de l’Union européenne à partir des données de l’enquête d’experts Populism and Political Parties (POPPA)17 (Meijers et Zaslove, 2021). On calcule deux indices pondérés de positions des partis nationaux, en fonction de leur poids électoral. Ces indices fournissent les positions moyennes sur l’immigration et l’Europe au sein de chaque système de partis pour l’ensemble des pays.

63Compte-tenu de l’ajout de paramètres mesurés à l’échelle des pays, on utilise des modèles de régressions logistiques multiniveaux avec les individus en niveau 1, nichés dans les pays au niveau 2. Mark Bryan et Stephen P. Jenkins (2016) rappellent les limites de tels modèles lorsque le nombre d’unités de niveau supérieur est faible – soulignant des biais potentiels pour les estimations des coefficients des variables de niveau 2. Ces réserves méthodologiques doivent nous inciter à la prudence, l’intérêt principal résidant ici dans l’examen des interactions entre facteurs contextuels et attitudes individuelles, c’est-à-dire leurs effets conjoints sur la confiance dans l’Union européenne. On utilise une spécification identique à celle des modèles précédents pour ce qui concerne les contrôles sociodémographiques et les deux corrélats attitudinaux – intérêt pour la politique et confiance politico-institutionnelle nationale18. On teste une série de modèles distincts pour chacun des paramètres évoqués plus haut (voir Modèles 3a et 3b en annexe 3 en ligne19).

  • 20 Un modèle alternatif avec une mesure économique basée sur le taux de croissance moyen du PIB entr (...)

64Les résultats suggèrent un impact variable des facteurs contextuels. Les conditions socio-économiques – mesurées par le taux moyen de chômage national sur les trois années précédant la vague EVS 2017 – n’ont pas d’effet propre sur la confiance individuelle apportée à l’Union européenne lorsque sont prises simultanément en considération les caractéristiques socio-démographiques des individus et leurs attitudes politiques20. L’interaction avec les attitudes relatives à la préférence nationale est, elle, en revanche, significative. Les coefficients d’interaction inter-niveaux suggèrent que l’effet de ces attitudes est partiellement conditionné par les performances de l’économie nationale. Les probabilités prédites pour l’interaction montrent que l’écart entre partisans et adversaires de la préférence nationale est significatif dans les pays où le taux de chômage est plus faible, à l’image notamment de l’Allemagne, de la Grande-Bretagne, de la Hongrie ou de l’Autriche ; il disparaît en revanche dans les contextes où le chômage est plus élevé, Portugal ou Espagne par exemple (voir Figure 2).

Figure 2. Effet d’interaction entre taux de chômage et attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale sur la confiance dans l’Union européenne

Figure 2. Effet d’interaction entre taux de chômage et attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale sur la confiance dans l’Union européenne

Note : Probabilités estimées sur la base du modèle de régression logistique multiniveau 3a (voir Annexe 3 en ligne).

65Derrière ces résultats se dessine un possible clivage entre les nations les plus riches et les plus pauvres de l’Union européenne, avec en filigrane l’hypo­thèse d’un « euroscepticisme des riches » nourri par le sentiment d’une menace économique de l’immigration sur les ressources économiques nationales et l’emploi. Notons que l’on n’observe pas d’effet significatif d’interaction comparable pour les sentiments à l’égard des musulmans.

66Le second facteur contextuel concerne l’immigration et l’évolution de cette dernière pendant la crise migratoire de 2015. L’effet de la variable « immigration » est non significatif : l’évolution du nombre d’immigrés entre les années antérieures et postérieures à la crise des réfugiés n’exerce aucune influence sur la confiance apportée à l’Union européenne mesurée dans la vague EVS de 2017 et une même conclusion s’applique pour ce qui concerne l’effet d’interaction entre l’immigration et l’adhésion au principe de préférence nationale. On observe également l’absence d’effet s’agissant de l’interaction avec les sentiments individuels à l’encontre des musulmans. Ces résultats vont globalement dans le sens de la littérature empirique dont on a vu qu’elle conclut le plus souvent à l’absence de relation statistique entre immigration « objective » et attitudes individuelles, qu’il s’agisse des attitudes à l’égard de l’immigration elle-même ou, de manière indirecte, du soutien à l’Europe.

67Pour terminer, on examine l’effet des deux variables de politisation de l’immigration et de l’Union européenne, à partir des positions moyennes sur ces deux enjeux au sein de chaque système de partis national (voir Modèles 3a et 3b, en annexe 3 en ligne). Les positions moyennes du système de partis national sur l’immigration n’exercent pas d’effet propre sur la confiance individuelle accordée à l’Union européenne ni sur l’interaction entre politisation de l’immigration dans le système partisan, d’une part, et attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale ou des musulmans, d’autre part. C’est bien, semble-t-il, sur la question de l’intégration européenne que peuvent se jouer les effets différentiels observés précédemment entre les divers pays. La confiance individuelle dans l’Union européenne apparaît tout d’abord corrélée positivement avec une politisation positive de l’Europe au sein du système politique national : l’écart de probabilités est de l’ordre de 25 points entre les pays où les partis sont les plus favorables à l’Europe et ceux, au contraire, où les partis sont en moyenne plus critiques à l’égard de l’intégration européenne.

68La politisation positive de l’Union européenne à l’échelle des systèmes partisans modère également de manière significative l’effet des attitudes à l’égard de l’immigration : l’écart de confiance dans l’Union européenne entre partisans et adversaires de la préférence nationale se réduit en effet de manière significative à mesure qu’augmente le soutien apporté à l’intégration dans le système de partis national (voir Figure 3). Un même effet est visible, quoique d’amplitude plus réduite, s’agissant des sentiments individuels exprimés à l’encontre des musulmans.

Figure 3. Effet d’interaction entre les positions pro-européennes dans le système de partis et les attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale sur la confiance dans l’Union européenne

Figure 3. Effet d’interaction entre les positions pro-européennes dans le système de partis et les attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale sur la confiance dans l’Union européenne

Note : Probabilités estimées sur la base du modèle de régression logistique multiniveau 3a (voir Annexe 3 en ligne).

Conclusion

69Les multiples enjeux associés à la crise migratoire de 2015 ont eu une forte résonance au sein des opinions publiques européennes, de nature à nourrir à la fois les sentiments anti-immigrés et de la défiance à l’égard de l’Union européenne. Les données longitudinales des enquêtes EVS mettent en lumière un processus de polarisation régionale des attitudes relatives à l’immigration entre 1990 et 2017. En Europe occidentale, on observe avant tout la baisse structurelle des préjugés depuis une trentaine d’année tandis que les attitudes xénophobes sont demeurées stables à un haut niveau dans la partie orientale du continent.

70S’il peut être invoqué, l’effet potentiel de la crise migratoire de 2015 – associé aux répercussions du choc financier de 2008 – paraît surtout perceptible dans l’amplification en 2017 de ces différences entre blocs de l’Ouest et de l’Est, en particulier sur la question du rapport à l’islam. Ce dernier semble être devenu plus problématique dans les nations de l’ancien bloc soviétique, là même où cette question a été au cœur des débats politiques dans des pays tels que la Hongrie, la Pologne, la Slovaquie ou la République tchèque. À l’Ouest de l’Europe, l’impact de la crise des réfugiés se devine dans l’évolution des attitudes vis-à-vis de l’immigration en Italie, au Danemark et, de façon plus modérée, en France. Dans ces pays, la question migratoire s’est invitée à l’agenda politique à partir de 2015 et a nourri le succès des droites radicales, à l’image du Rassemblement national en France ou de la Lega de Matteo Salvini en Italie.

71Sur la longue période, les données EVS attestent surtout de l’hétérogénéité, dans l’espace comme dans le temps, de l’effet normatif des attitudes relatives à l’immigration sur la confiance dans l’Union européenne. Les résultats laissent entrevoir d’importantes variations au sein de chaque région, entre les divers pays et pour chacune des quatre vagues d’enquêtes EVS entre 1990 et 2017.

72En gardant à l’esprit les limites imposées par le petit nombre d’indicateurs disponibles et la périodicité des vagues EVS – avec des intervalles d’une dizaine d’années –, l’hypothèse d’un effet de la crise migratoire est corroborée dans une douzaine de pays, des deux côtés de l’ancien rideau de fer – Autriche, Allemagne, Danemark, Finlande, France, Grande-Bretagne, Hongrie, Pays-Bas, Pologne, République Tchèque, Slovaquie et Suède. Dans ces pays, on observe à l’issue de la crise migratoire un effet significatif des attitudes vis-à-vis de l’immigration sur le soutien à l’Union européenne : le rejet de l’immigration pour des motifs socio-économiques et/ou culturels vient polariser fortement la confiance apportée à l’Union européenne. Cet effet apparaît en 2017 et, dans la plupart des cas, il n’est pas visible dans les périodes antérieures.

73À l’inverse, l’effet des variables relatives à l’immigration demeure inopérant dans plusieurs pays sur l’ensemble de la période. C’est le cas notamment en Espagne, au Portugal, en Bulgarie, en Roumanie, en Slovénie ainsi que dans les deux États baltes, Estonie et Lituanie. Ici les effets des attitudes vis-à-vis de l’immigration ne sont pas discernables des effets des autres variables dont il faut rappeler qu’elles sont elles-mêmes corrélées aux attitudes à l’égard des immigrés.

74Autant qu’on puisse en juger à partir des données EVS, l’articulation entre préjugé xénophobe et confiance dans l’Union européenne se révèle relativement indépendante de la réalité des flux migratoires pendant la crise. Ces résultats sont importants et ils corroborent les observations concernant l’absence de lien systématique entre les chiffres réels d’immigrés et la perception par les individus de la réalité de cette présence étrangère (Hainmueller et Hopkins, 2014 ; Gorodzeisky et Semyonov, 2020).

75Les facteurs économiques semblent avoir joué un rôle plus décisif à l’occasion des crises européennes. Notre analyse suggère un possible « euro­scepticisme des riches » : l’effet de l’adhésion à la préférence nationale est plus marqué en effet dans les pays où le taux de chômage est plus faible pour s’atténuer à l’inverse dans les contextes où il est plus élevé, dans des pays comme le Portugal ou l’Espagne par exemple. Notons que l’on n’observe pas d’effet comparable pour les sentiments à l’égard des musulmans. C’est donc bien essentiellement la dimension socio-économique qui paraît structurer ici la ligne de fracture qui se dessine entre les nations européennes.

76Enfin, la confiance accordée à l’Union européenne au plan individuel apparaît positivement corrélée avec une politisation positive de l’Europe au sein des systèmes partisans nationaux. Le soutien apporté à l’intégration européenne par les partis nationaux modère également l’effet des attitudes à l’égard de l’immigration sur la confiance portée à l’Union européenne, en réduisant la défiance associée aux préjugés anti-immigrés. Ces résultats invitent, on le voit, à penser les interactions complexes qui peuvent exister entre les discours d’élites politiques, d’une part, et la structuration d’attitudes de masse à l’égard de l’Union européenne dans les opinions publiques, d’autre part, sans qu’il soit naturellement possible d’établir un lien de causalité univoque (Hooghe et Marks, 2005).

77S’il est essentiel de tenir compte de ce caractère endogène des inter­actions entre positions partisanes et attitudes de masse, l’effet modérateur de la politisation renvoie plus généralement au rôle des partis dans la production de signaux (cues) à l’adresse des citoyens. Les recherches empiriques ont amplement démontré que, lorsqu’ils doivent porter un jugement sur l’Union européenne, ces derniers tendent à aligner leurs propres positions sur celles du parti dont ils se sentent le plus proches (Steenbergen et al., 2007).

78En tout état de cause, plus que la « réalité » objective de la pression migratoire qu’elle a pu induire dans les différentes nations d’Europe, c’est bien, semble-t-il, au travers de son exploitation politique par les acteurs partisans que la crise des réfugiés de 2015 a pu, dans certains contextes, peser sur le soutien des citoyens à l’Union européenne et nourrir la vague de soutien aux formations de droite radicale populiste.

79La rhétorique nationaliste de partis tels que le Rassemblement national en France ou la Lega italienne articule, on le sait, immigration et euroscepticisme, comme deux menaces conjointes à l’identité nationale. Il faut rappeler ici que l’identification à l’État-nation demeure un facteur commun aux attitudes individuelles à l’égard de l’immigration et celles relatives à l’intégration européenne (Carey, 2002 ; Luedtke, 2005 ; Clark and Rohrschneider, 2019 ; Kentmen-Cin et Erisen, 2017, Aichholzer et al., 2021).

80Nos résultats nous ramènent, pour conclure, à l’abondante littérature consacrée au populisme comme phénomène de « crise ». Ainsi que nous le rappelle Benjamin Moffit (2015), si les crises jouent un rôle déterminant dans le succès des entrepreneurs populistes, c’est avant tout dans la manière dont elles sont « médiatisées » et interprétées par ces derniers. À l’instar des autres crises de l’Union européenne, la crise des réfugiés de 2015 n’a pas constitué un événement purement « exogène » mais bien au contraire l’opportunité pour les acteurs eurosceptiques de mobiliser les anxiétés liées à l’immigration à l’encontre des institutions européennes.

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Bibliographie

AICHHOLZER J., KRITZINGER S. et PLESCIA C., 2021, « National Identity Profiles and Support for the European Union », European Union Politics, 22-2, p. 293-315.

ARES M., CEKA B. et H. KRIESI, 2017, « Diffuse Support for the European Union : Spillover Effects of the Politicization of the European Integration Process at the Domestic Level », Journal of European Public Policy, 24-8, p. 1091-1115.

ARMINGEON K. et CEKA B., 2014, « The Loss of Trust in the European Union During the Great Recession Since 2007 : The Role of Heuristics from the National Political System », European Union Politics, 15-1, p. 82-107.

AZROUT R., VAN SPANJE J. H. P. et DE VREESE C.H., 2013, « Focusing on Differences ? Contextual Conditions and Anti-immigrant attitudes’ Effects on Support for Turkey’s EU Membership », International Journal of Public Opinion Research, 5-4, p. 480-501.

BELOT C., 2002, « Les logiques sociologiques de soutien au processus d’intégration européenne : éléments d’interprétation », Revue internationale de politique comparée, 9, p. 11-29.

BETZ H.-G., 2019, « Facets of Nativism : A Heuristic Exploration », Patterns of Prejudice, 53-2, p. 111-135.

BLALOCK H. M., 1967, Toward a Theory of Minority-Group Relations, New York, Wiley & Sons.

BLANCHARD E. et RODIER C., 2016, « “Crise migratoire” : ce que cachent les mots », Plein droit, 111, p. 3-6.

BÖHMELT T., BOVE V. et NUSSIO E., 2020, « Can Terrorism Abroad Influence Migration Attitudes at Home ? », American Journal of Political Science, 64, p. 437-451.

BRYAN M. L. et JENKINS S. P., 2016, « Multilevel Modelling of Pays Effects : A Cautionary Tale », European Sociological Review, 32-1, p. 3-22.

CANTAT C., 2016, « La Hongrie, chien de garde de l’Europe », Plein droit, 111, p. 19-22.

CAREY S., 2002, « Undivided Loyalties. Is National Identity an Obstacle to European Integration ? » European Union Politics, 3-4, p. 387-413.

CAUTRÈS B., 2014, « Un effondrement de la confiance dans l’UE : Les attitudes des européens vis-à-vis de l’Europe au cours de la grande récession », Revue de l’OFCE, 134, p. 17-27.

CIORNEI I. et ROSS M.G., 2021, « Solidarity in Europe : from crisis to policy ? », Acta Politica 56, p. 209-219.

CITRIN J., DONALD P. G. et MUSTE C., 1997, « Public Opinion Toward Immigration Reform : The Role of Economic Motivations », The Journal of Politics, 59-3 p. 858-881.

CLARK N. J. et ROHRSCHNEIDER R., 2019, « The Relationship Between National Identity and European Union Evaluations, 1993-2017 », European Union Politics, 20-3, p. 384-405.

COLANTONE I. et STANIG P., 2018, « The Trade Origins of Economic Nationalism : Import Competition and Voting Behavior in Western Europe », American Journal of Political Science, 62-4, p. 936-953.

DE VREESE C. H. et BOOMGAARDEN H. G., 2005, « Projecting EU Referendums : Fear of Immigration and Support for European Integration », European Union Politics, 6-1, p. 59-82.

DE VREESE C. H., BOOMGAARDEN H. G., et SEMETKO H. G., 2008, « Hard and Soft : Public Support for Turkish Membership in the EU », European Union Politics, 9-4, p. 511-530.

EASTON D., 1975, « A Reassessment of the Concept of Political Support », British Journal of Political Science, 5, p. 435-457.

FERRÍN M., MANCOSU M. et CAPPIALI T. M., 2020, « Terrorist Attacks and Europeans’ Attitudes Towards Immigrants : An Experimental Approach », European Journal of Political Research, 59, p. 491-516.

FOSTER C. et FRIEDEN J., 2021, « Economic Determinants of Public Support for European Integration, 1995-2018 », European Union Politics, 22-2, p. 266-292.

GEISSER V., 2020, « Immigration et terrorisme : “corrélation magique” et instrumentalisation politique », Migrations et Société, 182, p. 3-13.

GEORGIADOU V., RORI L. et ROUMANIAS C., 2018, « Mapping the European Far Right in the 21st century : A Meso-Level Analysis », Electoral Studies, 54, p. 103-115.

GORODZEISKY A. et SEMYONOV M., 2020, « Perceptions and Misperceptions : Actual Size, Perceived Size and Opposition to Immigration in European Societies », Journal of Ethnic and Migration Studies, 46-3, p. 612-630.

HAINMUELLER J. et HOPKINS D. J., 2014, « Public Attitudes Toward Immigration », Annual Review of Political Science, 17, p. 225-249.

HAKHVERDIAN A., VAN ELSAS E., VAN DER BRUG W. et KUHN T., 2013, « Euroscepticism and Education : A Longitudinal Study of 12 EU Member States, 1973-2010 », European Union politics, 14-4. p. 522‑541.

HARTEVELD E., SCHAPER J., DE LANGE S. L. et al., 2018, « Blaming Brussels ? The Impact Of (News About) The Refugee Crisis on Attitudes Towards the EU and National Politics », Journal of Common Market Studies, 56-1, p. 157-177.

HARTEVELD E., VAN DER MEER T., DE VRIES C. E., 2013, « In Europe We Trust ? Exploring Three Logics of Trust in the European Union », European Union Politics, 14-4, p. 542-565.

HOBOLT S. B., 2016, « The Brexit Vote : A Divided Nation, a Divided Continent », Journal of European Public Policy, 23-9, p. 1259-1277.

HOBOLT S. B., VAN DER BRUG W. et DE VREESE C. D., 2011, « Religious Intolerance and Euroscepticism », European Union Politics, 12-3, p. 359-379.

HOOGHE L. et MARKS G., 2005, « Calculation, Community and Cues : Public Opinion on European Integration », European Union Politics, 6-4, p. 419-443.

HUYSMANS J., 2005, The Politics of Fear : Security, Migration and Asylum in the EU, London, Routledge.

IVALDI G., 2019, « De Le Pen à Trump : le défi populiste », Bruxelles, Presses de l’Université de Bruxelles.

IVALDI G., 2020, « Populist Voting in the 2019 European Elections », Totalitarianism and Democracy, 17-1, p. 67-96.

KENTMEN-CIN C. et ERISEN C., 2017, « Anti-Immigration Attitudes and the Opposition to European Integration : A Critical Assessment », European Union Politics, 18-1, p. 3-25.

LEGEWIE J., 2013, « Terrorist Events and Attitudes toward Immigrants : A Natural Experiment », American Journal of Sociology, 118-5, p. 1199-1245.

LUBBERS M., 2008, « Regarding the Dutch “Nee” to the European constitution : A Test of the Identity, Utilitarian and Political Approaches to Voting “No” », European Union Politics, 9-1, p. 59-86.

LUBBERS M. et COENDERS M., 2017, « Nationalistic Attitudes and Voting for the Radical Right in Europe », European Union Politics, 18-1, p. 98-118.

LUBBERS M., COENDERS et JASPERS E., 2011, « A Longitudinal Study of Euroscepticism in the Netherlands : 2008 Versus 1990 », European Union Politics, 12-1, p. 21-40.

LUEDTKE A., 2005, « European integration, public opinion and immigration policy : Testing the impact of national identity », European Union Politics, 6-1, p. 83-112.

MAYER N., MICHELAT G., TIBERJ V. et VITALE T., 2017, « Évolutions et structure des préjugés : le regard des chercheurs », in CNCDH, La Lutte contre le racisme et la xénophobie, 2015, Paris, La Documentation Française, p. 63-140.

MCLAREN L. M., 2002, « Public Support for the European Union : Cost/benefit Analysis or Perceived Cultural Threat ? », Journal of Politics, 64-2, p. 551-566.

MCLAREN L. M., 2007, « Explaining opposition to Turkish membership of the EU », European Union Politics, 8-2, p. 251-278.

MEIJERS M. J. et ZASLOVE A., 2021, « Measuring Populism in Political Parties : Appraisal of a New Approach », Comparative Political Studies, 54-2, p. 372-407.

MOFFITT B., 2015, « How to Perform Crisis : A Model for Understanding the Key Role of Crisis in Contemporary Populism », Government and Opposition, 50-2, p. 189-217.

MUÑOZ J., TORCAL M. et BONET E., 2011, « Institutional Trust and Multilevel Government in the European Union : Congruence or Compensation ? », European Union Politics, 12-4, p. 551-574.

NICOLI F. et REINL A. K., 2020, « A Tale of Two Crises ? A Regional-Level Investigation of the Joint Effect of Economic Performance and Migration on the Voting for European Disintegration », Comparative European Politics, 18, p. 384-419.

NIEMANN A. et ZAUN N., 2018, « EU Refugee Policies and Politics in Times of Crisis : Theoretical and Empirical Perspectives », Journal of Common Market Studies, 56-1, p. 3-22.

QUILLIAN L., 1995, « Prejudice As a Response To Perceived Group Threat : Population Composition and Anti-Immigrant and Racial Prejudice in Europe », American Sociological Review, 60-4, p. 586-611.

SNIDERMAN P. M., HAGENDOORN L. et PRIOR M., 2004, « Predisposing Factors and Situational Triggers : Exclusionary Reactions to Immigrant Minorities », American Political Science Review, 98-1, p. 35-49.

STEENBERGEN M. R., EDWARD E.E. et DE VRIES C. E., 2007, « Who’s Cueing Whom ? Mass-Elite Linkages and the Future of European Integration », European Union Politics, 8-1, p. 13-35.

STOCKEMER D., NIEMANN A. et RABENSCHLAG J. et al., 2018, « Immigration, Anti-Immigrant Attitudes and Eurosceptism : A Meta-Analysis », French Politics, 16-3, p. 328-340.

STOCKEMER D., NIEMANN A., UNGER D. et SPEYER J., 2020, « The “Refugee Crisis,” Immigration Attitudes, and Euroscepticism », International Migration Review, 54-3, p. 883-912.

SZCZERBIAK A. et P. TAGGART, 2017, « Contemporary Research on Euroscepticism », in S. Usherwood, B. Leruth et N. Startin (dir.), The Routledge Handbook of Euroscepticism, London, Routledge, p. 11-21.

TIBERJ V., 2019, « Xénophobie et préférence nationale : une stabilité à relativiser », in P. Bréchon, F. Gonthier et S. Astor (dir.)., La France des Valeurs. Quarante ans d’évolutions, Grenoble, Presses universitaires de Grenoble, p. 92-97.

VAN DER BRUG W. et HARTEVELD E., 2021, « The Conditional Effects of the Refugee Crisis on Immigration Attitudes and Nationalism », European Union Politics, 22-2, p. 227-247.

VAN DER BRUG W., POPA S. A., HOBOLT S. B. et SCHMITT H., 2021, « Illiberal Democratic Attitudes and Support for the EU », Politics, [en ligne] : <doi : 10.1177/0263395720975970>.

VAN KLINGEREN M, BOOMGAARDEN H. G. et DE VREESE C. H., 2013, « Going Soft or Staying Soft : Have Identity Factors Become More Important than Economic Rationale When Explaining Euroscepticism ? », Journal of European Integration, 35-6, p. 689-704.

WIHTOL DE WENDEN C., 2016, « L’Europe et la crise des réfugiés », Études, 3, p. 7-16.

YEUNG E. S.F., 2021, « Does Immigration Boost Public Euroscepticism in European Union Member States ? », European Union Politics, [en ligne] : <doi : 10.1177/14651165211030428>.

ZEITLIN J. et F. NICOLI (dir.), 2020, The European Union Beyond the Polycrisis ? Integration and politicization in an age of shifting cleavages, Londres, Routledge.

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Notes

1 Le règlement de Dublin de 2013 prévoit en particulier l’obligation faite aux réfugiés de déposer leur demande d’asile dans le premier pays d’Europe où ils sont entrés. Les accords de Schengen instaurent pour leur part un espace de libre circulation des personnes entre les États signataires et associés, et la suppression des contrôles aux frontières intérieures.

2 La question est la suivante : « Pour chacune des institutions que je vais vous citer, voulez-vous me dire dans quelle mesure vous avez confiance ou pas ? ». Les réponses sont mesurées sur 4 modalités : « une grande confiance », « une certaine confiance », « peu de confiance », « pas confiance du tout ». Dans les analyses qui suivent, on utilise une version dichotomisée de cette variable.

3 La question est formulée de la manière suivante : « Quand les emplois sont rares, les employeurs devraient embaucher en priorité des Français ». Dans l’enquête de 2017, cette variable est codée en 5 catégories contre 3 dans les vagues précédentes. Afin d’assurer la comparabilité dans le temps, on utilise une version simplifiée en 3 modalités : « d’accord », « pas d’accord » et « ni l’un ni l’autre ».

4 Notons la présence dans les enquêtes EVS d’un autre indicateur barométrique, relatif au voisinage avec les « immigrés ». S’il offre une mesure relativement similaire des attitudes xénophobes, cet item apparaît cependant trop générique lorsque comparé avec les questions plus spécifiques relatives à la préférence nationale et au voisinage avec les musulmans.

5 À savoir : Autriche, Bulgarie, République Tchèque, Allemagne, Danemark, Estonie, Espagne, Finlande, France, Grande-Bretagne, Croatie, Hongrie, Italie, Lituanie, Pays-Bas, Pologne, Portugal, Roumanie, Suède, Slovénie et Slovaquie. On retire ici la Biélorussie pour ne conserver que les États-membres de l’UE-28.

6 Sur certaines variables, les données sont absentes pour plusieurs pays, ce qui impose de considérer selon les cas des périmètres géographiques plus réduits. La question de la confiance dans l’Union européenne est absente en 1990 pour 5 pays (Autriche, Estonie, Croatie, Lituanie et Slovaquie). L’intérêt pour la politique n’a pas été mesuré dans la vague de 1999 en Estonie, Croatie, Hongrie, Roumanie, Suède et Slovaquie. Enfin, la question relative au voisinage avec les musulmans n’a pas été posée en Hongrie en 1999. Notons également en Suède, en 2008, l’absence de modalité « ni l’un, ni l’autre » pour la variable de préférence nationale.

7 Pondéré selon les variables socio-démographiques et la taille des populations nationales.

8 Ces trois items forment une dimension homogène dans l’ensemble des pays pour chacune des quatre vagues EVS, avec des coefficients Alpha de Cronbach autour de 0,7.

9 On spécifie en outre des effets fixes par pays afin de contrôler les spécificités nationales et réduire d’éventuels biais d’hétérogénéité non-observée. Pour le calcul des erreurs standards, on utilise un estimateur robuste clustérisé selon les pays et les vagues.

10 <https://journals.openedition.org/ress/7923>.

11 <https://journals.openedition.org/ress/7923>.

12 Compte-tenu des données manquantes, les modèles de certains pays ne couvrent pas toujours l’ensemble des 4 vagues d’enquêtes.

13 À l’exception de l’Italie où cet effet est significatif en 1999.

14 S’agissant de la Suède, l’absence de données pour 2008 invite toutefois à la prudence.

15 Notons ici l’absence de la Grèce qui aurait constitué un cas particulièrement révélateur d’un effet potentiel des attitudes à l’égard de l’immigration sur la confiance accordée à l’Union européenne dans un pays traditionnellement pro-européen mais durement affecté par la crise financière de 2008 et soumis à une importante pression migratoire.

16 Notons naturellement les limites de cet indicateur très global, qui ne permet pas d’envisager le type d’immigration ou les différentes origines nationales des immigrés, et masque les variations infranationales à la fois dans la distribution des nouvelles arrivées et dans la géographie différentielle des communautés d’origine étrangère présentes sur les territoires nationaux.

17 L’enquête POPPA coïncide avec la période d’administration de la vague EVS 2017 et couvre l’ensemble des pays européens présents dans l’enquête. Elle mesure les positions partisanes sur les enjeux relatifs à l’immigration et à l’intégration européenne. En revanche, les données ne livrent aucune mesure de saillance des questions relatives à l’immigration et à l’intégration européenne, qui constitue traditionnellement un indicateur de politisation.

18 On procède en revanche à un rééchelonnage des variables numériques de 0 à 1, recommandé pour les analyses multiniveaux.

19 Voir <https://journals.openedition.org/ress/7923>.

20 Un modèle alternatif avec une mesure économique basée sur le taux de croissance moyen du PIB entre 2015 et 2017 donne des résultats similaires et confirme l’absence d’effet des conditions socio-économiques nationales.

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Table des illustrations

Titre Figure 1. Niveaux moyens de confiance dans l’Union européenne et attitudes à l’égard de l’immigration selon la région (1990-2017)
Légende Note : Variable de confiance dichotomisée ; données pondérées selon les variables socio-démographiques et la taille des populations nationales ; N =21 pays présents dans l’ensemble des quatre vagues (en 1990, 5 pays ne sont pas pris en considération pour la confiance dans l’Union européenne, à savoir l’Autriche, l’Estonie, la Croatie, la Lituanie et la Slovaquie ; pour les sentiments envers les musulmans, la Hongrie est absente en 1999).
URL http://journals.openedition.org/ress/docannexe/image/7848/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 127k
Titre Figure 2. Effet d’interaction entre taux de chômage et attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale sur la confiance dans l’Union européenne
Légende Note : Probabilités estimées sur la base du modèle de régression logistique multiniveau 3a (voir Annexe 3 en ligne).
URL http://journals.openedition.org/ress/docannexe/image/7848/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 132k
Titre Figure 3. Effet d’interaction entre les positions pro-européennes dans le système de partis et les attitudes individuelles à l’égard de la préférence nationale sur la confiance dans l’Union européenne
Légende Note : Probabilités estimées sur la base du modèle de régression logistique multiniveau 3a (voir Annexe 3 en ligne).
URL http://journals.openedition.org/ress/docannexe/image/7848/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 151k
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Pour citer cet article

Référence papier

Gilles Ivaldi, « Que reste-t-il de la « crise migratoire » de 2015 ? »Revue européenne des sciences sociales, 59-2 | 2021, 141-173.

Référence électronique

Gilles Ivaldi, « Que reste-t-il de la « crise migratoire » de 2015 ? »Revue européenne des sciences sociales [En ligne], 59-2 | 2021, mis en ligne le 02 janvier 2025, consulté le 07 mars 2026. URL : http://journals.openedition.org/ress/7848 ; DOI : https://doi.org/10.4000/ress.7848

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Auteur

Gilles Ivaldi

SciencesPo Paris, CEVIPOF
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