Introduction

Les démocraties occidentales sont-elles fatiguées? Au cours des dernières années, la dé ance à l'égard des politiciens et du processus démocratique a progressivement gagné l'esprit des citoyens occidentaux. Dans l'OCDE, au cours de la dernière décennie, la con ance dans le gouvernement a régulièrement diminué: alors qu'environ 42% des électeurs de l'OCDE ont déclaré avoir con ance en leur gouvernement en 2005, ce e part a baissé à environ 37% en 2016 (Figure 1). En France, au début de l'année 2017, 70% des citoyens considéraient que "la démocratie ne fonctionne pas correctement" et 67% pensaient que "la plupart des élus ne se soucient que des riches et des puissants" (CEVIPOF (2017)). Dans le même temps, le taux de participation diminue pour tous les types d'élections et les orientations politiques radicales semblent rencontrer un succès croissant dans diverses démocraties occidentales. Dans certains cas, les conséquences sont déjà considérables, comme l'illustrent l'élection de Donald Trump ou la décision britannique de se retirer de l'Union européenne. Dans d'autres cas, comme en France, les orientations politiques extrêmes sont encore faiblement représentées parmi les élus, mais sont de plus en plus populaires dans les isoloirs. Fait important, le mécontentement croissant des citoyens à l'égard de leurs politiciens et leur a rait pour le populisme semblent liés à un faible niveau de bien-être et à un pessimisme élevé: dans le cas de la France, les électeurs qui ont choisi de voter pour Marine Le Pen en avril 2017 étaient bien plus pessimistes quant à leurs perspectives d'avenir, quel que soit leurs caractéristiques socio-démographiques (Figure 2) Dans l'ensemble, les démocraties contemporaines semblent être suje es à une forme d'"adversité intime" [START_REF] Gauchet | La démocratie d'une crise à l'autre[END_REF]), caractérisée par deux phénomènes souvent considérés comme imbriqués: une crise de la représentation et une montée des mouvements populistes.

Ce e thèse vise à a ner notre compréhension de ces phénomènes en utilisant les outils Figure 1: Con ance dans le gouvernement dans les pays de l'OCDE (2005)(2006)(2007)(2008)(2009)(2010)(2011)(2012)(2013)(2014)(2015)(2016) Source: OECD (2017) de l'économie politique, dans un contexte européen. Si ces sujets ont été largement explorés par la philosophie, les outils o erts par l'économie politique ont considérablement modi é notre compréhension de la politique et le type de questions auxquelles nous pouvons tenter de répondre, à la fois grâce au développement de puissants outils méthodologiques et empiriques et grâce à l'émergence de nombreuses données de qualité.

Dans ce e introduction, je présenterai d'abord un bref aperc ¸u de la fac ¸on dont la philosophie, l'histoire et l'économie politique ont traité la question de la représentation électorale.

J'analyserai ensuite la di culté de dé nir les concepts de peuple et de populisme, avant de passer en revue les principales causes identi ées de la montée du populisme. Sur la base de ce e analyse, je présenterai ensuite les chapitres de ce e thèse, ainsi que leurs contributions respectives à la li érature. Chaque chapitre représente un essai indépendant. Les deux premiers chapitres traitent de deux aspects importants de la représentation électorale dans les démocraties représentatives contemporaines: la persistance des dynasties familiales dans l'arène politique et la faible représentation des femmes au pouvoir. Plus spéci quement, le premier chapitre examine le rôle des dynasties politiques dans les municipalités italiennes au cours de la période 1985-2012, tandis que le deuxième chapitre étudie comment les biais de genre des électeurs franc ¸ais lors des élections départementales de 2015 ont in uencé les Source: [START_REF] Algan | Bienêtre et vote[END_REF] résultats électoraux. En n, le troisième chapitre analyse dans quelle mesure la récente crise des migrants peut expliquer l'augmentation des votes populistes en France lors de l'élection présidentielle de 2017.

Elections: responsabilité et sélection

Le rôle des élections L'idéal démocratique de gouvernance pour et par le peuple a souvent été considéré comme plus qu'un simple système politique. La célèbre formule de Lefort (1986) le dé nit ainsi comme une "forme de société" dans laquelle le "lieu du pouvoir est vide", et dont l'archétype serait la démocratie athénienne, où les citoyens exercent le pouvoir directement et de fac ¸on délibérative. Pourtant, un tel idéal est particulièrement compliqué à me re en place, et les formes de démocratie que nous connaissons aujourd'hui en sont quelque peu éloignées. C'est que, comme l'a reconnu [START_REF] Rousseau | Du contrat social[END_REF], "s'il y avait un peuple de dieux, il se gouvernerait. Un gouvernement si parfait ne convient pas à des hommes".

Les élections ont été pensées comme une fac ¸on de respecter l'esprit de cet idéal démocratique de fac ¸on réaliste, en faisant intervenir le concept de représentation, qui comprend deux dimensions. Tout d'abord, au travers des élections, le peuple délègue à d'autres individus le droit de prendre des décisions en son nom. Par ailleurs, les élections perme ent au peuple de contrôler ces décisions, en lui donnant la possibilité de ne pas renouveler le mandat des politiciens.

Comme nous allons le montrer, et pour reprendre le vocabulaire contemporain de l'économie politique, les élections jouent à la fois un rôle de sélection et un rôle de responsabilisation des politiciens.

Mais alors que la plupart des sociétés modernes sont désormais régies par des règles de démocratie indirecte, les débats sur la nature démocratique des systèmes représentatifs sont aussi vieux que ce concept. D'une part, les adversaires des systèmes représentatifs considèrent les élections comme étant caractéristiques d'un système aristocratique, fondamentalement opposé à l'idéal de gouvernance démocratique (Aristote (n.d.), Rousseau ( 1762)), et soutiennent que les élections échouent à empêcher la capture du pouvoir par les experts, rendant les citoyens incapables d'exercer réellement le pouvoir ou d'exprimer leurs préférences [START_REF] Arendt | est-ce que la politique?[END_REF], [START_REF] Castoriadis | e imaginary institution of society[END_REF]). D'autre part, les défenseurs de la démocratie indirecte soutiennent que les représentants sont plus compétents que le reste de la population [START_REF] Montesquieu | Esprit des lois[END_REF], [START_REF] Sieyès | Discours du 7 septembre 1789[END_REF]). Au croisement de ces débats, la convergence d'un système représentatif vers l'idéal démocratique dépend de sa capacité à sélectionner des politiciens compétents qui représentent les préférences du peuple, et à les inciter à me re en oeuvre des politiques conformes à ces préférences.

De nos jours, la plupart des démocraties occidentales font appel au su rage universeldans lequel tous les individus au-dessus d'un certain âge ont le droit de vote. Pourtant, un tel format d'élection ne garantit pas que les politiciens élus soient représentatifs de la population. Il est ainsi particulièrement frappant de noter que même dans des démocraties où le su rage universel est solidement installé, la part des députés dynastiques au parlement peut être substantielle. Dans une étude récente, [START_REF] Fiva | Political Dynasties and the Incumbency Advantage in Party-Centered Environments[END_REF] ont rassemblé di érentes estimations de ce phénomène, qui est présent dans de nombreux pays (Figure 3). Inversement, malgré la généralisation du su rage universel, les femmes sont encore loin d'être représentées équitablement en politique (Figure 4).

Dès lors, comprendre l'e cacité des démocraties représentatives implique de comprendre dans quelles conditions les élections sont susceptibles de représenter véritablement les préférences du peuple. C'est précisément ce que l'économie politique tente de faire.

Contributions de l'économie politique Le premier pas important vers la compréhension de la représentation électorale a été fait par [START_REF] Condorcet | Essai sur l'application de l'analyse à la probabilité des décisions rendues à la pluralité des voix[END_REF], qui a remarqué que dans un vote majoritaire, les préférences pouvaient être non-transitives. Condorcet a partiellement résolu ce paradoxe en remarquant qu'un gagnant non-ambigu d'une élection était un candidat qui ba ait tous les autres concurrents dans des comparaisons par paire. Pourtant, si dans certaines conditions l'agrégation de décisions individuelles peut être considérée comme donnant un gagnant non-ambigu, ce n'est pas vrai dans le cas général. En e et, comme le montre le "théorème d'impossibilité" d [START_REF] Arrow | Social choice and individual values[END_REF], il n'existe pas une seule procédure d'agrégation qui satisfasse quatre conditions de base (universalité, absence de dictateur, unanimité et indépendance par rapport aux options non-pertinentes). Ainsi, la seule fac ¸on de rassembler l'universalité, l'unanimité et l'indépendance par rapport options non-pertinentes est d'être dans une dictature. Mais s'il est en général impossible de trouver une règle unique qui satisfasse toutes ces conditions de base, sous des hypothèses spéci ques, les préférences peuvent sans ambiguïté être agrégées dans un système représentatif. Une grande partie des développements ultérieurs de l'économie politique ont visé à comprendre quelles étaient ces conditions spéci ques.

Les premières approches, issues de l'école de Virginie et de la théorie du choix public, ont tenté de modéliser dans quelle mesure les élections étaient susceptibles de représenter le choix du peuple, les considérant principalement comme une compétition pour les votes basée sur des plateformes politiques. Dans un modèle pionnier, [START_REF] Downs | An economic theory of political action in a democracy[END_REF] a fait valoir que si les partis se soucient seulement de gagner et peuvent s'engager de fac ¸on crédible à tenir leurs promesses électorales, leurs plateformes politiques convergent vers les préférences de l'électeur médian.

Mais ce e contribution in uente a rarement été véri ée dans les données, et les contributions ultérieures ont suggéré que, si les politiciens ne peuvent s'engager pleinement à me re en oeuvre leur plateforme politique (en particulier s'ils ont des préférences partisanes), alors les politiques publiques sont susceptibles de diverger entre partis [START_REF] Alesina | Credibility and policy convergence in a two-party system with rational voters[END_REF]).

Mais ces premières contribution ne rendent pas compte de deux fonctions fondamentales des élections, qui ont été formalisées dans des contributions ultérieures: une fonction de sélection, et une fonction d'incitation.

Les incitations qu'apportent les élections aux politiciens ont d'abord été formalisées par [START_REF] Barro | France: le Front national fait peur aux immigrés[END_REF] et [START_REF] Ferejohn | Incumbent performance and electoral control[END_REF], qui ont utilisé la modélisation économique pour montrer que les élections limitent l'aléa moral qui pourrait a ecter les politiciens une fois élus. Il est cependant important de noter que la capacité des élections à discipliner les politiciens dépend de contextes institutionnels spéci ques: dans leur livre, [START_REF] Persson | Political economics: explaining economic policy[END_REF] montrent théoriquement comment les régimes politiques, les règles électorales ou la taille du district peuvent a ecter les résultats électoraux et les politiques mises en oeuvre.

Cependant, alors que "dans une démocratie représentative, ce sont les politiciens qui sont élus et chargés de la politique" -pour reprendre les mots de [START_REF] Besley | Political selection[END_REF] -la plupart des premiers modèles étaient axés sur les politiques plutôt que sur les politiciens. Les premières contributions importantes à ce sujet sont les modèles de citoyens-candidats d [START_REF] Osborne | A model of political competition with citizencandidates[END_REF] et [START_REF] Besley | An economic model of representative democracy[END_REF], où les électeurs sélectionnent les politiciens parmi un groupe de candidats qui décident de manière endogène d'entrer dans l'arène politique.

Autrement dit, et comme cela a été con rmé empiriquement dans le cas des élections américaines par [START_REF] Lee | Do voters a ect or elect policies? Evidence from the US House[END_REF], les électeurs "élisent" les politiques plutôt qu'ils ne les "affectent".

Les contributions théoriques récentes ont donc porté sur la manière dont les élections pourraient aider à sélectionner de "bons" politiciens [START_REF] Besley | Political selection[END_REF]), en tenant compte du fait que les électeurs sont susceptibles de valoriser non seulement leurs positions politiques mais aussi leurs compétences [START_REF] Caselli | Bad politicians[END_REF]). Dans ce cadre, une hypothèse fréquemment discutée est que si la compétence est corrélée avec certaines caractéristiques des individus, la valorisation de la compétence pourrait alors se faire aux dépens de la représentativité.

Causes et conséquences de l'inégale représentation de la population parmi les politiciens Si, comme l'a formulé [START_REF] Latour | Les vues de l'esprit. Une introduction à l'anthropologie des sciences et des techniques[END_REF], les chercheurs ne voient pas le monde à l'oeil nu mais "à l'oeil habillé", la qualité croissante de données disponibles a permis aux économistes politiques d'être mieux "habillés" et équipés pour évaluer leurs prédictions théoriques.

Un premier ensemble important de résultats empiriques a mis en évidence l'importance de l'identité des élus. Dans les contributions pionnières d [START_REF] Akerlof | Identity and schooling: Some lessons for the economics of education[END_REF], l'identité désigne à la fois selon les catégories sociales auxquelles nous appartenons et l'image que nous avons de nous-mêmes. De nombreux travaux ont depuis montré que l'identité joue un rôle important en matière d'éducation [START_REF] Akerlof | Identity and schooling: Some lessons for the economics of education[END_REF]) ou de formes d'organisation [START_REF] Akerlof | Identity and schooling: Some lessons for the economics of education[END_REF]). Mais elle a ecte également de fac ¸on importante les politiques publiques mises en place par les politiciens.

Dans une étude pionnière, [START_REF] Jones | Do leaders ma er? National leadership and growth since World War II[END_REF] ont montré que les uctuations du PIB des pays dépendent non seulement du type de régime politique, mais également de l'identité des dirigeants en place. En prolongeant leur travail, [START_REF] Besley | Do educated leaders matter?[END_REF] ont montré que des leaders plus éduqués sont plus susceptibles de promouvoir la croissance dans leur pays. Au niveau infra-national, de nombreuses études ont également montré que le genre des leaders politiques a ectait le type de politiques mises en oeuvre: en Inde, les femmes au pouvoir me ent plus souvent en place des politiques qui correspondent aux préoccupations des citoyennes (Cha opadhyay and Du o ( 2004)), alors qu'au Brésil, les femmes sont moins susceptibles d'être corrompues [START_REF] Brollo | What happens when a woman wins an election? Evidence from close races in Brazil[END_REF]). De même, des représentations plus larges de minorités défavorisées sont susceptibles d'augmenter le montant des transferts qu'elles rec ¸oivent [START_REF] Pande | Can mandated political representation increase policy in uence for disadvantaged minorities? eory and evidence from India[END_REF]).

Parallèlement, plusieurs contributions ont montré qu'il est peu probable que l'augmentation de la présence de certaines catégories de population se fasse au détriment de la compétence des dirigeants. Par exemple, les quotas de genre en Suède (T. Besley et al. (2017)), ou en Italie [START_REF] Baltrunaite | Gender quotas and the quality of politicians[END_REF]) se sont avérés augmenter la qualité des élus, notamment parce que les femmes sont en moyenne plus instruites que les hommes et parce que des politiciens masculins de faible qualité sont remplacés par des politiciennes de haute qualité. En outre, en Espagne, l'introduction de quotas de genre au niveau local a particulièrement béné cié aux partis où les femmes étaient les plus sous-représentée (Casas-Arce and Saiz ( 2015)).

Dès lors, puisque l'identité des politiciens a de l'importance, il est important de comprendre pourquoi toutes les catégories de population ne sont pas représentées de manière égale parmi les politiciens. Plusieurs mécanismes peuvent expliquer ce phénomène, au nombre desquels on peut compter la perpétuation du pouvoir au sein de l'élite, et la discrimination contre certaines catégories de la population.

Le fait que les élites chercher à perpétuer leur pouvoir est connu depuis longtemps (Pareto (1901), [START_REF] Michels | Political parties: A sociological study of the oligarchical tendencies of modern democracy[END_REF], [START_REF] Mosca | How will the Refugee surge a ect the european economy?[END_REF]), mais la modélisation économique n'a que récemment mis en évidence les mécanismes sous-jacents à la capture du pouvoir par les élites [START_REF] Robinson | Persistence of Power, Elites and Institutions[END_REF], [START_REF] Besley | e logic of hereditary rule: theory and evidence[END_REF]), et la quanti cation de ce phénomène n'en est qu'à ses débuts. Dans une contribution pionnière [START_REF] Bó | Political dynasties[END_REF], a estimé qu'environ 7% des membres du Congrès américain appartenaient à une dynastie politique. Depuis ce e étude, plusieurs travaux ont quanti é la part des politiciens issus de dynasties politiques (Figure 3), améliorant ainsi considérablement notre compréhension de la manière dont les familles parviennent à se maintenir au pouvoir. Cependant, il est di cile de savoir dans quelle mesure le maintien au pouvoir des dynasties politiques est dû aux politiques qu'elles me ent en place, et les contributions à ce sujet sont récentes. En termes de conséquences politiques, Geys (2017b) a montré que les dynasties politiques induisent la sélection de politiciens moins éduqués. Mais les preuves sont encore divergentes sur le plan des politiques économiques: alors que certaines contributions a rment que les politiciens dynastiques a chent des performances inférieures lorsqu'ils sont au pouvoir [START_REF] Asako | Dynastic politicians: eory and evidence from Japan[END_REF]), d'autres constatent que les maires dynastiques sont susceptibles d'avoir des dépenses plus élevées [START_REF] Braganca | Political dynasties and the quality of government[END_REF] De nombreuses études ont montré que les femmes sont moins susceptibles de s'engager dans des environnements compétitifs. Cela peut être dû à des préférences di érentes en termes de coopération [START_REF] Kuhn | Are Women More A racted to Co-operation an Men?[END_REF]), dont l'origine peut remonter à la fac ¸on dont les sociétés humaines organisent la coopération et gèrent les con its [START_REF] Seabright | e war of the sexes: how con ict and cooperation have shaped men and women from prehistory to the present[END_REF], [START_REF] Harari | Sapiens: A brief history of humankind[END_REF]), mais aussi aux discontinuités de carrière associées à la maternité [START_REF] Bertrand | Dynamics of the gender gap for young professionals in the nancial and corporate sectors[END_REF] [START_REF] Broockman | A Natural Experiment on Taste-Based Racial and Ethnic Discrimination in Elections[END_REF])).

1. Due à une information imparfaite et à des stéréotypes [START_REF] Arrow | e theory of discrimination[END_REF][START_REF] Phelps | e statistical theory of racism and sexism[END_REF]) 2. Fondée sur les préférences [START_REF] Becker | e economics of discrimination[END_REF])

Comprendre le populisme

De la di culté de dé nir le populisme La di culté de dé nir le concept de peuple, dont les préférences sont censées être représentées par le biais des élections, permet également d'expliquer pourquoi le populisme est si di cile à dé nir -à la fois intrinsèquement et dans sa relation avec la démocratie.

Comme le reconnaît [START_REF] Panizza | Populism and the Mirror of Democracy[END_REF], la dé nition du populisme est intrinsèquement lâche et peut être considérée comme un "mode d'identi cation accessible à tout acteur politique dans un champ discursif", qui oppose un "peuple souverain" à un "autre", […] qui peut désigner "l'oligarchie", "la classe politique", un groupe ethnique ou religieux dominant, "l'entre-soi de Washington" , "la ploutocratie" ou tout autre groupe qui empêche le peuple d'a eindre la plénitude".

Il n'est donc pas surprenant que ce concept laisse place à de nombreuses interprétations, notamment en ce qui concerne la relation du populisme à la démocratie. Alors que Panizza (2005) soutient que le populisme est plutôt un "miroir de la démocratie" que son ennemi, Expliquer la montée du populisme Mais si la nature du populisme est encore largement déba ue, de nombreux facteurs favorisant l'émergence de tels mouvements ont été étudiés. Comme résumé par [START_REF] Panizza | Populism and the Mirror of Democracy[END_REF], ces "nouvelles relations de représentation qui deviennent possibles à cause des dislocations de l'ordre politique existant" émergent généralement en période de troubles sociaux (par exemple dans des cadres d'hyperin ation) ou quand les élites politiques se discréditent (en cas de corruption , par exemple). Elles pourraient également être favorisées par les instabilités économiques, culturelles et démographiques (y compris la mondialisation, les vagues de migration ou les uctuations économiques).

Les outils théoriques de l'économie politique ont également été précieux pour comprendre la montée du populisme, même si les contributions sur ce sujet spéci que sont plus récentes.

Certaines modélisations du populisme l'ont par exemple interprété comme un moyen pour les politiciens de signaler qu'ils ne sont pas en collusion avec l'élite [START_REF] Acemoglu | A political theory of populism[END_REF]), une manière de démanteler les systèmes de contrôle de l'action des politiciens [START_REF] Acemoglu | Why do voters dismantle checks and balances?[END_REF], ou une forme de rejet des leaders déloyaux (Tella and Rotemberg ( 2016)).

Par ailleurs, suite à la crise nancière de 2008, plusieurs contributions ont insisté sur le rôle crucial des conditions économiques pour expliquer la montée du populisme. Plus spéci quement, la polarisation des préférences électorales est susceptible d'être causée par l'exposition aux chocs d'importation [START_REF] Dorn | Importing political polarization? the electoral consequences of rising trade exposure[END_REF], Clément Malgouyres (2017), Christian Dippel et al. (2017), [START_REF] Colantone | Global competition and Brexit[END_REF]), ou aux chocs de chômage [START_REF] Algan | e European Trust Crisis and the Rise of Populism[END_REF]). Ces résultats sont plus généralement liés à une li érature grandissante sur le rôle de l'environnement économique dans la formation des croyances et des préférences électorales des individus (voir [START_REF] Giuliano | Growing up in a Recession[END_REF], [START_REF] Roth | Experienced Inequality and Preferences for Redistribution[END_REF], [START_REF] Alesina | Intergenerational Mobility and Preferences for Redistribution[END_REF], [START_REF] Carreri | Economic Recessions and Congressional Preferences for Redistribution[END_REF]).

Une autre explication fréquemment explorée est liée aux motifs culturels. Contre l'hypothèse de l'insécurité économique, [START_REF] Inglehart | Trump, Brexit, and the rise of populism: Economic have-nots and cultural backlash[END_REF] ont suggéré que le principal moteur de la montée du populisme serait la "réaction culturelle" des membres de strates précédemment dominantes de la société et rejetant les valeurs progressistes.

Ces résultats font écho à ceux de [START_REF] Algan | Bienêtre et vote[END_REF], où nous soutenons que les électeurs du Front National lors de l'élection présidentielle de 2017 avaient un niveau de bienêtre inférieur, un niveau de pessimisme plus élevé et une probabilité plus élevée de sentir que la qualité de leur quartier avait diminué par rapport au reste de la population. Ils font également écho à une vaste li érature évaluant l'impact de l'immigration sur les résultats électoraux, qui a largement montré que les grandes vagues de migration provoquent une augmentation des votes populistes [START_REF] Viskanic | Fear and Loathing on the Campaign Trail: Did Immigration Cause Brexit?[END_REF], [START_REF] Becker | Does Migration Cause Extreme Voting?[END_REF], [START_REF] Brunner | Immigration, Cultural Distance and Natives' A itudes Towards Immigrants: Evidence from Swiss Voting Results[END_REF] , [START_REF] Mendez | Has immigration a ected Spanish presidential elections results?[END_REF] continuité sur les élections locales remportées par une faible marge par un candidat dynastique, montrent que les maires dynastiques ne se comportent pas di éremment en termes de dépenses et de rece es moyennes. Nous ne trouvons pas non plus de di érences signi catives en termes de types de dépenses. Cependant, les maires dynastiques sont plus susceptibles d'augmenter les dépenses publiques lors de l'année précédant les élections. Ils augmentent en particulier les dépenses de capital, et nancent ces dépenses principalement par des transferts plus élevés provenant des échelons supérieurs du gouvernement. L'augmentation est substantielle -entre 70 et 190 euros par habitant selon les spéci cations. Par ailleurs, les maires non-dynastiques augmentent également les dépenses en année pré-électorale (bien que dans une moindre mesure par rapport aux élus dynastiques): une telle décision semble également être jugée optimale par les politiciens non-dynastiques, ce qui renforce l'idée que les politiciens dynastiques semblent être plus stratégiques en raison de compétences plus élevées et/ou de rendements supérieurs associés à la politique.

Pour consolider ce e interprétation, nous montrons que les politiciens dynastiques sont réactifs aux incitations électorales. En e et, nous montrons que la di érence de cycles budgétaires entre élus dynastiques et non-dynastiques est plus élevée i) lorsque les élus peuvent se présenter pour un nouveau mandat (c'est-à-dire s'ils sont à la n de leur premier mandat, les maires italiens n'ayant pas le droit de faire plus de deux mandats); ii) lorsque les maires sont élus par des marges plus faibles. Cependant, nous ne trouvons pas de di érence de cycle budgétaire quand un parent se présente à l'élection suivante, ce qui suggère que les dépenses pré-électorales sont utilisées pour des ambitions individuelles plutôt que familiales.

En n, nous ne trouvons pas de di érence entre les maires dynastiques et non-dynastiques sur d'autres indicateurs de performance (mesuré par des indicateurs de stabilité politique, de croissance économique, d'e cacité de la gouvernance et de corruption). Dans l'ensemble, comme nous ne trouvons des di érences qu'en termes de dépenses pré-électorales, nous suggérons que les élus dynastiques di èrent des autres sur des critères essentiellement liés à leurs carrières politiques, alors que les compétences politiques dont ils peuvent hériter ne mènent pas à de meilleurs résultats observables.

Une hypothèse sous-jacente de notre analyse est que les maires dynastiques di èrent des maires non-dynastiques. A n de véri er ce e hypothèse, nous montrons que les politiciens dynastiques ont de meilleures carrières et de meilleures performances électorales: ils ont plus de chance de remporter des élections locales et de se faire élire aux échelons supérieurs (parlements provinciaux) que les politiciens non-dynastiques. Par ailleurs, le pouvoir politique persiste dans les municipalités italiennes: un candidat élu a deux fois plus de chances d'avoir par la suite un parent en fonction qu'un candidat non-élu. Ces di érences importantes corroborent l'idée que les élus dynastiques héritent de compétences politiques. Notre recherche contribue à quatre pans de la li érature économique. Premièrement, elle améliore la compréhension des comportements stratégiques que les élites adoptent pour se maintenir au pouvoir dans les démocraties modernes [START_REF] Michels | Political parties: A sociological study of the oligarchical tendencies of modern democracy[END_REF]; [START_REF] Mosca | How will the Refugee surge a ect the european economy?[END_REF]Pareto (1901); [START_REF] Robinson | Persistence of Power, Elites and Institutions[END_REF]).

Deuxièmement, nous contribuons à la li érature émergente sur les familles en politique, en nous intéressant non seulement aux politiques publiques mises en place par les dynasties politiques, mais également à la perpétuation dynastique du pouvoir [START_REF] Bó | Political dynasties[END_REF]; [START_REF] Rossi | Political Dynasties: Evidence from a Natural Experiment in Argentina[END_REF]; erubin (2013)), et aux avantages électoraux des candidats dynastiques [START_REF] Feinstein | e dynasty advantage: Family ties in congressional elections[END_REF]; [START_REF] Asako | Dynastic politicians: eory and evidence from Japan[END_REF]).

Troisièmement, nous contribuons à la li érature sur les e ets des liens familiaux, qui ont des conséquences préjudiciables en termes de performance des entreprises [START_REF] Bertrand | e role of family in family rms[END_REF], [START_REF] Bennedsen | Inside the Family Firm: e Role of Families in Succession Decisions and Performance[END_REF]), de participation au marché du travail [START_REF] Alesina | e power of the family[END_REF]) ou de recrutement académique [START_REF] Durante | Academic Dynasties: Familism, Civic Capital, and Nepotism in Italian Universities[END_REF]).

En n, nous contribuons également à la li érature sur les cycles budgétaires [START_REF] Rogo | Equilibrium Political Budget Cycles[END_REF]; [START_REF] Blais | e electoral budget cycle[END_REF]), qui a montré que incitations à manipuler les dépenses peuvent varier selon les groupes politiques [START_REF] Persson | Do electoral cycles di er across political systems?[END_REF]). En particulier, les cycles budgétaires étant susceptibles d'être liés à des recherches de rente [START_REF] Shi | Political budget cycles: Do they di er across countries and why?[END_REF]), les résultats de cet article complètent ceux de Braganca, Ferraz, and Rios (2015) et de Geys (2017a) liés aux comportements potentiels de recherche de rente des politiciens dynastiques. L'utilisation des noms de famille pour identi er les dynasties politiques est une approximation valable dans le contexte italien, puisque les enfants rec ¸oivent le nom de famille de leur père. Cependant, une telle méthodologie pourrait sou rir de deux types d'erreurs di érents.

Données et cadre institutionnel

Premièrement, puisque les gens peuvent avoir le même nom de famille sans être apparentés, notre méthode peut identi er à tort comme dynastiques des individus de familles di érentes.

Deuxièmement, ce e méthode identi e seulement les liens entre les membres d'une même famille s'ils ont le même patronyme. Bien qu'ils re ètent les liens familiaux les plus étroits et les plus susceptibles de produire des e ets forts (enfants, petits-enfants, etc.), ils négligent les liens de parenté plus éloignés (cousins, neveux, gendres) et les lles qui ont changé leur nom de famille lors du mariage. Par conséquent, ce e méthode peut également identi er comme nondynastiques des individus appartenant à la même famille mais ayant des noms di érents. Bien que la disponibilité des données nous empêche de traiter directement ces deux questions, il est important de noter qu'elles biaisent nos estimations vers zéro. Néanmoins, nous répondons à ce e préoccupation à l'aide de plusieurs tests, en excluant notamment les noms de famille les plus courants de l'échantillon d'estimation et en contrôlant pour la fréquence relative de chaque nom au niveau provincial.

Importance des politiciens dynastiques Les politiciens locaux dynastiques représentent une part importante des politiciens. 6 Comme le montre la gure 5a, la part des politiciens dynastiques par municipalité sur la période 1998-2012 est hétérogène à travers le pays: elle semble être particulièrement élevée dans le sud et le nord du pays (plus d'un politicien sur trois a le même nom de famille qu'au moins un membre précédent du conseil municipal), et plus faible dans le centre du pays (avec des parts plus proches de 10%). Cependant, la répartition des parts de politiciens dynastiques au cours de ce e période pourrait re éter certaines caractéristiques sous-jacentes des municipalités. Par exemple, la concentration des noms de famille n'est pas la même pas partout dans le pays. Grâce à des données scales qui enregistrent l'occurrence de chaque nom de famille italienne au niveau de la province (depuis 2005) 7 , nous pouvons re-6. Nous utilisons le terme de "politiciens" pour désigner les membres des conseils municipaux 7. Nous remercions Giovanna Labartino d'avoir fourni ces données. Ce e méthode d'identi cation des maires dynastiques, et les données dont nous disposons 8. Ci-dessous, nos résultats de référence n'imposent aucune restriction, que ce soit en termes de fréquence patronymique des politiciens ou de fenêtre temporelle utilisée pour identi er les maires dynastiques: nous utilisons l'échantillon complet de politiciens et identi ons les individus dynastiques par des noms de famille communs dans la même ville. Cependant, nous utilisons les dé nitions alternatives présentées dans ce e section pour contrôler la robustesse des résultats.

Y it = α + βD it + νX it + γ t + i + u it ,
où Y i,t est une variable expliquée dans la ville i lors d'une année t, D it est une variable binaire valant 1 si le maire de la ville i au cours de l'année t est dynastique, X it est un ensemble de caractéristiques de la ville i lors de l'année t, γ t est un e et xe année et u it est un terme d'erreur variant au cours du temps. Le paramètre β indique la di érence de valeur de la variable d'intérêt entre maires dynastiques et non-dynastiques.

Dans une seconde spéci cation, nous testons la présence de cycles budgétaires di érenciés entre maires dynastiques et non-dynastiques, en estimant l'équation suivante.

Y it = α + βD it + δLY it + κ(D it * LY it ) + νX it + γ t + i + u it
où LY it est une variable binaire qui vaut 1 si la prochaine élection municipale dans la ville i au cours de l'année t a lieu l'année suivante, et 0 autrement.

Le paramètre β indique l'écart moyen de la variable d'intérêt entre les maires dynastiques et non-dynastiques au cours des trois premières années de leur mandat. Le paramètre δ indique, pour les maires qui ne sont pas dynastiques, la di érence de la variable d'intérêt entre la dernière année du mandat et les trois premières années. Le paramètre κ indique dans quelle mesure ce e di érence est plus grande pour les maires dynastiques que pour les maires nondynastiques.

Notre identi cation des cycles budgétaires est rendue possible par le fait que le calendrier électoral est dé ni de manière exogène ex ante, et parce que les élections municipales ne se déroulent pas la même année pour chaque ville. Nous sommes donc en mesure d'isoler les e ets xes de l'année de l'e et du temps jusqu'aux prochaines élections. De plus, pour nous assurer que nous estimons correctement les cycles budgétaires, nous n'incluons que les villes qui répondent à un certain nombre de critères. Dans l'estimation à e ets xes, nous n'incluons que les villes pour lesquelles deux termes complets de cinq ans sont observés (c'est-à-dire pour les élections postérieures à 1999). Cela permet d'éviter les ns de mandat anticipées et garantit que nous avons su samment de variations intra-villes en termes de variables explicatives pour identi er séparément tous les e ets mentionnés ci-dessus. 9 Globalement, cela revient à utiliser un échantillon de 6184 villes pour l'analyse de panel 10 . A n d'éviter les valeurs 9. Dans le cadre de la régression par discontinuité mise en oeuvre dans les sections suivantes, puisque l'identi cation repose sur une variation entre les villes, nous imposons une contrainte légèrement moins stricte et gardons les villes pour lesquelles au moins un terme complet est observé entre 1999 et 2012.

10. Il y a 2 938 villes dans la régression par discontinuité: le nombre de villes présentes dans ce e spéci cation

β = E[Y i (1) -Y i (0)|X i = 0].
En supposant que le seuil ne puisse pas être manipulé (c'est-à-dire que la variable sousjacente ne soit pas discontinue autour du seuil de 0), et qu'il n'y ait aucune discontinuité dans d'autres facteurs de confusion potentiels, nous pouvons estimer l'e et de traitement moyen local associé à l'élection d'un maire dynastique, qui correspond à la discontinuité de la variable observée au seuil. En dénotant Y i (0) la variable expliquée dans une ville non-dirigée par un maire dynastique et Y i (1) comme la variable expliquée dans une ville dirigée par un maire dynastique, nous cherchons à estimer l'e et de traitement moyen local au seuil X i = 0:

β = E[Y i (1) -Y i (0)|X i = 0].
Pour ce faire, nous estimons l'équation suivante: 15. Plus précisément, la gure 9 rapporte les di érences dans les dépenses moyennes et les rece es moyennes entre les maires dynastiques et non-dynastiques, en fonction de la marge du meilleur candidat dynastique. La gure 10 représente la di érence entre la dernière année du terme et la moyenne des années précédentes Les résultats de cet article améliorent notre compréhension du rôle joué par les familles dans les démocraties contemporaines, qui continuent à être actives dans des pays très di érents.

Y it = α + βD it + δP (X it ) + γP (X it )D it + it ,
Dans ce e perspective, ce e étude contribue au débat sur l'inégalité et la transmission de la richesse et du pouvoir entre les générations [START_REF] Pike | Le capital au XXIe siècle[END_REF] En contournant ces problèmes, les expériences naturelles sont particulièrement a ractives.

Mais si la discrimination sur le marché du travail a été identi ée de manière plausible à travers une vaste gamme d'expériences naturelles et de terrain, faisant appel à des études d'audit et de correspondance perme ant de me re au jour les mécanismes précis de la discrimination observée [START_REF] Bertrand | Are Emily and Brendan more employable than Latoya and Tyrone? Evidence on racial discrimination in the labor market from a large randomized experiment[END_REF], [START_REF] Bertrand | Implicit discrimination[END_REF] En n, notre analyse fournit des preuves d'une a ention limitée des électeurs. Depuis le travail séminal de [START_REF] Simon | A behavioral model of rational choice[END_REF], diverses recherches -venant surtout d'expériences de laboratoire -ont suggéré que l'a ention est une ressource rare et que les individus prennent des décisions en utilisant seulement une partie des informations disponibles. Nous contribuons donc également à un courant de recherche récent montrant comment le format des bulletins de vote peut in uencer la décision des électeurs [START_REF] Shue | Who misvotes? e e ect of di erential cognition costs on election outcomes[END_REF], [START_REF] Ho | Estimating causal e ects of ballot order from a randomized natural experiment: e California alphabet lo ery, 1978-2002[END_REF], [START_REF] Ho | Estimating causal e ects of ballot order from a randomized natural experiment: e California alphabet lo ery, 1978-2002[END_REF], [START_REF] Augenblick | Ballot position, choice fatigue, and voter behaviour[END_REF]). Estimation et résultats principaux Dans notre spéci cation principale, nous testons si, en moyenne, les performances électorales des paires où la candidate apparaît en premier sur le bulletin de vote sont di érentes de celles où le candidat apparaît en premier.

Cadre institutionnel et données

La spéci cation principale est la suivante:

Y i = α + βT i + δX i + i (1)
où Y i est une variable expliquée indiquant la performance électorale de la paire i, T i est la variable de traitement, qui vaut si la candidate est listée en premier sur le bulletin et 0 autrement, X i est un ensemble de variables décrivant les caractéristiques des candidats, et i est un terme d'erreur.

Bien que notre spéci cation principale ne modélise pas la manière dont la performance électorale d'une paire de candidats dépend des caractéristiques des autres candidats, nous contrôlons, dans d'autres spéci cations, pour les caractéristiques moyennes des adversaires de la paire considérée et comparons les résultats des di érents candidats par paires.

Pour commencer, nous comparons les scores rec ¸us par les candidats au premier tour de l'élection dans le groupe témoin et dans le groupe de traitement. Notons que dans ce cadre, le nombre de candidats n'est pas identique dans chaque circonscription, et que les scores de paires opposés ne sont donc pas directement comparables. A n de rendre les performances électorales comparables entre di érents nombres de candidats, nous contrôlons dans chaque régression pour le nombre de candidats en compétition dans la circonscription. Cependant, les paires de droite perdent un nombre de voix important si la candidate apparaît en premier. Les estimations de la perte se situent entre 1,4 et 1,9 points, ce qui représente une perte de 4% à 5,4%. Fait important, la magnitude du coe cient est très stable entre les di érentes spéci cations.

Ce e discrimination a eu un impact électoral important et a empêché certaines paires de Régressions MCO. Chaque sous-échantillon considère uniquement les candidats qui sont les seuls à se présenter pour leur parti dans le canton. La variable d'intérêt est la part de voix rec ¸ues par chaque paire au premier tour de l'élection. Le panel (A) contrôle uniquement pour le nombre de candidats dans le canton. Le panel (B) contrôle également pour l'âge, la catégorie socioprofessionnelle et l'expérience politique des candidats. Le panel (C) inclut les mêmes variables de contrôle, mais interagit l'âge de l'homme et l'âge de la femme, les catégories socioprofessionnelles de l'homme et de la femme et l'expérience politique de l'homme et de la femme. Le panel (D) contrôle en prime pour la première le re du nom de la femme, le taux de chômage, l'âge moyen de la population, la part d'individus ayant au moins une licence et la part d'électeurs vivant en milieu en rural dans le canton. Les erreurs standards robustes sont entre parenthèses. * p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01 candidats de droite de remporter l'élection. Pour montrer cela, nous régressons une variable indiquant si la paire considérée a a eint le second tour ou a remporté l'élection au premier tour, et trouvons que pour les candidats de droite, la probabilité d'a eindre le second tour ou de gagner l'élection au premier tour était inférieure de 3,9 à 4,9 points de pourcentage si la candidate apparaissait en premier, ce qui correspond à une baisse de probabilité de 4,7% à 5,9%.

Par ailleurs, nous constatons qu'en raison de ce e discrimination de genre, les paires de droite traitées ont eu une probabilité de gagner les élections plus faible de 4 à 4,5 points, bien que ce résultat soit moins signi catif 23 . Ce e magnitude est exactement la même que celle observée lorsque nous avons considéré la probabilité d'a eindre au second tour ou de gagner l'élection au premier tour. Cela suggère que l'e et global est essentiellement généré par l'impact que ce e discrimination a sur la probabilité d'a eindre le second tour24 .

A n de véri er la robustesse de ces résultats, nous appliquons le même modèle à l'ensemble sur la règle de l'élection. Par conséquent, il est peu probable que cela nuise à la compréhension qu'un électeur a des règles générales de l'élection. À l'aide de ces informations, nous véri ons si, en fonction de caractéristiques que nous pouvons observer grâce à des données adminis-tratives mais qui ne sont pas nécessairement observées par les électeurs, la discrimination est moindre lorsque ces informations sont révélées sur le bulletin de vote.

Il est important de noter que, dans la théorie de la discrimination statistique, les individus ont des informations imparfaites sur la qualité des personnes auxquelles ils font face. Contrairement à certains contextes où la qualité est facilement observable (comme les données de transactions sur le marché du logement, exploitées par exemple par Laouénan and Rathelot (2017)), il est di cile d'obtenir une mesure adéquate de la qualité d'un politicien. La plupart de la li érature sur le sujet approxime la qualité des politiciens par leur niveau d'éducation [START_REF] Ferraz | Motivating politicians: e impacts of monetary incentives on quality and performance[END_REF], [START_REF] Besley | Do educated leaders matter?[END_REF], [START_REF] Daniele | Organised crime, institutions and political quality: Empirical evidence from italian municipalities[END_REF] entre autres), ou par les performances de leur circonscription [START_REF] Alesina | Old and young politicians[END_REF], [START_REF] Daniele | Dynasties and the Political Budget Cycle[END_REF]). Cependant, des contributions récentes ont trouvé 25. Notons qu'à cause de la coordination du report d'information que nous observons, à la fois par genre et par type d'information, démêler l'impact de l'information par sexe et par type est di cilement réalisable dans notre cadre Deuxièmement, notre cadre nous permet d'isoler un e et direct de la relocalisation des migrants sur le comportement de vote, qui est peu susceptible de se produire à travers des variables intermédiaires. Une vaste li érature en économie a examiné les liens entre l'immigration et le marché du travail [START_REF] Card | e Impact of the Mariel Boatli on the Miami Labor Market[END_REF], [START_REF] Altonji | e E ects of Immigration on the Labor Market Outcomes of Less-Skilled Natives[END_REF], [START_REF] Borjas | e Labor Demand Curve is Downward Sloping: Reexamining the Impact of Immigration on the Labor Market[END_REF], [START_REF] Ortega | e Causes and E ects of International labour mobility: Evidence from OECD countries 1980-2005[END_REF], O aviano and Peri (2012), [START_REF] Guriev | Breaking out of poverty traps: Internal Migration and interregional convergence in Russia[END_REF], les nances publiques [START_REF] Go | Migrant population in the U.K.: Fiscal e ects[END_REF], OECD (2015), citetVargasSilva15) ou le crime [START_REF] Moehling | Immigration and Crime in Early 20th Century America[END_REF], [START_REF] Bianchi | Do Immigrants Cause Crime?[END_REF] 2017)), ou le chômage [START_REF] Algan | e European Trust Crisis and the Rise of Populism[END_REF]). Dans cet article, nous soutenons que nos résultats ont peu de chance d'être intermédiés par des uctuations du marché du travail ou des nances publiques locales. Dès lors, bien que l'exposition nationale à l'immigration fac ¸onne les a itudes à l'égard des migrants [START_REF] Hainmueller | Public a itudes towards Immigration[END_REF]), ces résultats suggèrent que les contacts à petite échelle sont également susceptibles de jouer un rôle important.

Cadre institutionnel et données La "Jungle" de Calais était un camp de migrants, qui a pris forme à la n des années 1990 et qui s'est progressivement étendu au cours des années 2000 Notre analyse repose sur plusieurs sources de données. Les résultats des élections présidentielles de 1995, 2002, 2007, 2012 et

P r(CAO i ) = Φ(log(1 + LitsV V ) i , X i ) (3)
où log(1 + LitsV V ) i est le logarithme de 1 + le nombre de lits de village vacance dans une municipalité i.

A n de con rmer la validité de ce e stratégie d' En n, l'analyse de la marge intensive fournit des résultats importants pour la compréhension de la réaction électorale aux ux migratoires. Nous constatons en e et que l'e et négatif sur le vote FN est plus fort dans les communes disposant de moins de lits par habitant. Sur la base de ce e analyse d'hétérogénéité, nous estimons que les municipalités qui ont diminué leur vote FN à la réception des migrants étaient celles qui avaient moins de 39 lits pour 1 000 habitants.

Au-delà de ce seuil, l'e et du CAO sur le vote FN semble être positif. Conclusion Cet article essaie de répondre à des questions importantes concernant à la fois la répartition des migrants sur le territoire franc ¸ais suite au démantèlement du camps de Calais et l'impact de la relocalisation de ces migrants sur les résultats électoraux lors de l'élection présidentielle de 2017. Nous montrons que l'impact électoral de ce e évacuation a eu des effets en moyenne négatifs sur l'évolution du vote en faveur du Front National, mais également très hétérogènes selon les caractéristiques des municipalités. Les e ets négatifs les plus importants sur la croissance du vote FN se faisant sentir dans les municipalités avec une population plus jeune et composée de plus d'immigrés. En revanche, dans les communes où le maire s'est déclaré disposé à accepter les migrants, la baisse a été a énuée. En n, l'e et a été particulièrement négatif pour les villes qui ont accueilli peu de migrants, et ne semble pas avoir été véhiculé par une variation de l'activité économique.

Résultats additionnels et tests de robustesse

Conclusion

Ce e thèse a abordé empiriquement des questions qui sont au coeur des ré exions contemporaines sur la démocratie: l'inégale représentation électorale de la population et la montée du populisme. Les résultats présentés dans ce e thèse suggèrent que la qualité de la représentation politique dépend de fac ¸on cruciale des cadres institutionnels et des préférences des électeurs, et con rment que ce e représentation inégale n'est pas neutre (du moins pour les nances publiques). Ils suggèrent également, dans certaines circonstances, la rhétorique anti-immigration peut être avoir moins de prise en cas d'interactions réelles avec des migrants. Ces résultats, qui apportent un éclairage nouveau sur un certain nombre de résultats de la li érature existante, suggèrent également des pistes de recherche supplémentaires.

Le premier chapitre montre que les politiciens dynastiques en Italie sont di érents du reste des politiciens, à la fois en termes de caractéristiques (ils sont plus jeunes, moins expérimentés et ont de meilleures performances électorales) et en termes de comportement une fois élus: même si les villes dirigées par des politiciens dynastiques ne semblent pas avoir une performance inférieure aux villes dirigées par des politiciens non-dynastiques, les politiciens dynastiques semblent plus fréquemment avoir des comportements opportunistes. Il reste néanmoins beaucoup à faire pour comprendre l'impact des familles sur les politiques économiques, et il serait particulièrement intéressant d'étendre de telles analyses à d'autres pays.

Le second chapitre montre que les candidates de droite en France ont été discriminées par les électeurs lors des élections départementales de 2015. Une telle discrimination, qui semble être de nature statistique, a eu un impact non négligeable sur le résultat nal des élections, car elle a empêché l'élection de certaines paires. Ce chapitre soulève de nombreuses questions importantes, notamment quant au rôle de l'information et des bulletins de vote dans les élections, et concernant les politiques qui peuvent être mises en place pour freiner les dis-criminations de genre. Cependant, en raison de la nature des données, certaines questions restent à ce jour sans réponse. Il serait dès lors particulièrement intéressant de reproduire le cadre de ce e élection dans une expérience de laboratoire, a n d'analyser les déterminants individuels de la discrimination électorale et d'estimer plus précisément le rôle joué par les asymétries d'information (relatives aux règles électorales aux candidats). En outre, il serait particulièrement intéressant de véri er si de tels résultats se maintiennent lors des prochaines élections départementales (à condition que les règles électorales restent inchangées).

Le troisième chapitre montre qu'une exposition à court terme et à petite échelle aux migrants de Calais a ralenti la progression des votes d'extrême droite dans les communes franc ¸aises concernées. Cet e et est toutefois susceptible d'être inversé si le nombre de réfugiés relocalisés dépasse un certain seuil, ici estimé à 39 lits pour 1 000 habitants. Bien que cet article compare plusieurs résultats de la li érature étudiant les liens entre l'immigration et le populisme, et suggère que les opinions négatives à l'égard des réfugiés peuvent être contrées par des interactions réelles, il serait particulièrement intéressant d'évaluer directement dans quelle mesure l'a itude des citoyens envers les migrants a été modi ée à leur contact. D'autre part, les causes de la montée du populisme étant multiples et complexes, de nombreux e orts doivent être déployés pour les comprendre, en étudiant à la fois leurs origines institutionnelles, économiques et culturelles.

Il est particulièrement important de comprendre les déterminants de l'o re et de la demande électorale pour faire face aux dé s qu'a ronte la démocratie. De ce point de vue, la compréhension renouvelée du jeu démocratique que perme ent la modélisation économique et les analyses empiriques n'en est qu'à ses débuts. Grâce aux innovations méthodologiques et à des données de plus en plus précises, les chercheurs peuvent désormais apporter de nouvelles réponses à des questions déjà formulées, et poser des questions qui ne pouvaient pas être imaginées auparavant. C'est dans ce e optique que je souhaite poursuivre et étendre les travaux de recherche développés dans ce e thèse.

Figure 2 :

 2 Figure 2: Satisfaction quant aux perspectives futures et intentions de vote pour le Front National aux élections présidentielles de 2017

Figure 3 :Figure 4 :

 34 Figure 3: Part estimées de parlementaires issus de familles politiques

  Notre analyse couvre tous les élus locaux italiens entre 1985 et 2012 (N = 571 824): aussi, nous devons nous appuyer sur une méthode systématique pour identi er les liens familiaux pouvant exister entre eux Dans la lignée des études antérieures sur les dynasties académiques et politiques (Allesina (2011); Durante, Labartino, and Pero i (2014); erubin (2013)) ainsi que sur la mobilité sociale intergénérationnelle (Clark (2014); Clark and Cummins (2015)), nous identi ons comme membres d'une même famille des politiciens qui partagent le même nom dans une même municipalité. Ce e méthode d'identi cation réduit nécessairement la précision de nos estimations. Cependant, nous montrons que nos résultats sont con rmés ou renforcés lorsque nous excluons les politiciens avec des noms de famille fréquents (l'identi cation des liens familiaux étant plus problématique pour de tels individus).

  Le système politique italien comporte trois niveaux de gouvernance: les municipalités (environ 8 000 à travers le pays) représentent le niveau le plus bas, suivies par les régions (20) et le niveau national. Comme dans la plupart des autres pays européens, les administrations municipales ont des responsabilités importantes en matière d'éducation, de protection sociale, de culture et de loisirs, d'urbanisme, de transport, de développement économique, de gestion des déchets et de police locale. Les élections municipales, qui permeent d'élire les membres du conseil et le maire (directement élu), ont lieu tous les cinq ans (tous les quatre ans avant 2000). Le système électoral dépend de la taille de la municipalité, selon qu'elle est supérieure ou inférieure à 15 000 habitants. Dans cet article, nous rassemblons un large ensemble de données concernant les municipalités italiennes locales a n d'identi er les dynasties politiques et de mesurer les budgets au niveau municipal. Plus précisément, nous basons nos estimations sur trois ensembles de données di érents: i) des données individuelles sur tous les élus locaux entre 1985 et 2012, incluant des informations biographiques (sexe, éducation, date et lieu de naissance, travail); ii) les résultats des élections locales pour la période 1993-2012; 5 ; iii) les rece es et dépenses scales pour la période 1998-2012. Nos données ne nous perme ant pas d'identi er directement les liens familiaux entre les élus en Italie, nous identi ons comme appartenant à une même famille des individus portant le même patronyme. Plus précisément, nous dé nissons comme dynastiques des maires dont le nom a été porté par au moins un politicien par le passé le passé (depuis 1985) dans la même 5. Ce e base de données comprend également des informations sur les candidats qui ont été élus maire ou qui ont rec ¸u su samment de votes pour devenir conseillers municipalité.

Figure 5 :

 5 Figure 5: Politiciens dynastiques et concentration des noms de famille

  sur les politiciens locaux nous perme ent de caractériser les maires dynastiques. Nous me ons ainsi en évidence que les maires dynastiques sont beaucoup plus jeunes (de 4 ans) et ont moins d'expérience politique lorsqu'ils arrivent au pouvoir (4 ans de moins d'expérience politique antérieure). Ceci est probablement dû au fait que, comme ils héritent d'un avantage électoral, ils ont besoin de moins d'expérience politique pour être compétitifs sur le plan électoral en tant que candidats à la mairie. De plus, ils se présentent beaucoup plus fréquemment sur des listes civiques (c'est-à-dire des partis sans organisation nationale) et dans le sud du pays. En termes de caractéristiques des villes, nous observons des taux de chômage plus élevés et des niveaux de con ance plus faibles dans les villes dirigées par des maires dynastiques. Nous trouvons également que la durée moyenne du mandat d'un maire dynastique est légèrement plus longue que celle d'un maire non-dynastique. En n, nous constatons une performance légèrement moins bonne pour les maires dynastiques, mesurée par la part des revenus réels par rapport aux revenus a endus et la part des dépenses payées au cours de l'année. Cependant, comme nous le verrons plus loin, certains de ces faits ne re ètent que des e ets de structure. Les conséquences budgétaires de l'élection d'un maire dynastique Pour explorer les e ets de l'élection d'un maire dynastique sur le budget municipal, nous utilisons d'abord une approche à e ets xes sur l'ensemble des observations entre 1998 et 2012. Nous nous intéressons à deux caractéristiques spéci ques: (1) la mesure dans laquelle la taille des composants des budgets municipaux varie selon que le maire est dynastique ou non et (2) la présence de cycles budgétaires au niveau de la municipalité, et leur importance relative entre maire dynastiques et non-dynastiques. Nous testons d'abord l'e et de l'élection d'un maire dynastique sur les rece es et les dépenses moyennes d'une municipalité, via la spéci cation suivante:

Figure 7 :

 7 Figure 7: Test de McCrary sur l'échantillon d'élections considéré pour les régressions par discontinuité

Figure 8 :

 8 Figure 8: Discontinuité en termes d'âge et d'expérience

Figure 9 :

 9 Figure 9: Rece es et dépenses moyennes (échantillon complet) Figure 10: Variation des rece es et dépenses (échantillon complet)

  Figure 11: Cycles budgétaires et marge de victoire

  Figure 12: Perpetuation of power -RD

  [START_REF] Charles | Prejudice and wages: an empirical assessment of Becker's e Economics of Discrimination[END_REF], et[START_REF] Bertrand | Field experiments on discrimination[END_REF] pour une synthèse), les expériences naturelles et de terrain sont moins facilement applicables dans l'arène politique -en particulier parce que le secret du vote empêche de comprendre pleinement les motivations des électeurs. Si des études récentes ont réussi à exploiter des expériences naturelles et à identi er de manière causale la discrimination des électeurs -la plupart du temps de manière statistique[START_REF] Bhavnani | Do electoral quotas work a er they are withdrawn? Evidence from a natural experiment in India[END_REF]), Beaman et al. (2009[START_REF] Paola | Can gender quotas break down negative stereotypes? Evidence from changes in electoral rules[END_REF]), elles demeurent encore rares dans la li érature.

  bulletins de vote conformes, tels que communiqués par le Ministère de l'Intérieur. Les bulletins de vote le jour de l'élection sont les seuls à être assuje is à ces exigences, qui n'a ectent pas les tracts de campagne, ni les a ches électorales.

Figure 13 :

 13 Figure 13: Exemples de bulletins valides

Figure 14 :

 14 Figure 14: Distribution des premières le res de nom par sexe et par parti

  Dans le Tableau 6, nous testons si l'ordre des candidats a ecte la performance électorale des paires. Il résume les estimations d'un tel e et de traitement moyen sur plusieurs spéci cations. Le panel (A) rapporte les résultats sans aucun contrôle à l'exception du nombre de candidats dans le canton. Le panel (B) rapporte les résultats lorsque nous contrôlons également pour les caractéristiques individuelles des candidats. Le panel (C) contrôle pour les mêmes caractéristiques, mais interagit les caractéristiques des candidats masculins et féminins. Le panel (D) est similaire au panel (C), mais contrôle également pour les caractéristiques du canton, et pour la première le re du nom de famille de la candidate. Dans l'ensemble, les résultats suggèrent que les performances des paires d'extrême gauche, de gauche et d'extrême-droite ne sont pas a ectées par l'ordre d'apparition des candidats.

  des candidats, et interagissons le traitement avec le parti. Bien que nous ne trouvions aucun e et en moyenne sur l'ensemble de la population, lorsque nous interagissons le traitement avec une variable indiquant que la paire de candidats est de droite, nous trouvons un terme d'interaction fortement négatif, et de magnitude similaire à l'e et trouvé dans la spéci cation principale (c'est-à-dire entre -1,4 et -1,5 point de pourcentage). Bien que dans un tel contexte nous ne puissions exclure que le SUTVA soit violé, cela indique que nos estimations principales ne sont pas un artefact de notre sélection d'échantillon. Par ailleurs, nos estimations ne sont que peu a ectées par les caractéristiques des opposants politiques rencontrés par une paire de candidats donnée. En incluant, dans la spéci cation principale la plus stricte, les caractéristiques moyennes des adversaires masculins et féminins (l'âge, l'expérience politique, la profession, ainsi que le pourcentage d'opposants ayant une candidate en tête de bulletin), nous trouvons toujours un e et statistiquement signi catif sur l'échantillon restreint de candidats de droite, même si l'e et est plus faible et tombe à 1 point de pourcentage. Nous trouvons par ailleurs des résultats similaires en comparant des scores relatifs paires par paire (et en contrôlant pour les caractéristiques des candidats de chacune des deux paires). Mécanismes Discrimination statistique ou par les go ûts Comment expliquer ce e discrimination de genre? D'une part, les électeurs peuvent être réticents à voter pour les femmes, quelles que soient leurs caractéristiques ou leur qualité. Nous parlerions alors, dans l'esprit de Becker (1957), de discrimination par les goûts. D'autre part si les caractéristiques et la qualité des candidats ne sont pas parfaitement observables par les électeurs, ils pourraient appliquer des stéréotypes de genre potentiellement négatifs sur la candidate. Dans ce cas, nous parlerions, suivant les contributions pionnières d'Arrow et al. (1973) et Phelps (1972), de discrimination statistique. Dans ce e section, dans l'esprit de Altonji and Pierret (2001), nous présentons des éléments laissant à penser que la discrimination que nous observons est statistique. Il est important de noter que, dans notre contexte, tester correctement la présence d'une discrimination statistique implique de faire face à une contrainte supplémentaire: le biais d'a ention limitée des électeurs. Comme nous l'avons expliqué plus haut, selon la loi électorale, deux candidats élus issus d'un même scrutin ont exactement les mêmes prérogatives une fois au pouvoir: il n'y a pas de hiérarchie entre eux. Dans ce contexte, si les électeurs connaissaient parfaitement ce cadre, ils ne devraient pas être in uencés par les positions relatives des deux candidats sur le bulletin. Dans un tel cadre, tester la présence de discrimination statistique suppose de trouver des sources d'information qui a ectent la connaissance que les électeurs ont des candidats, tout en gardant le niveau d'information sur la règle électorale constant. Pour ce faire, nous exploitons une caractéristique supplémentaire de la règle électorale, qui permet aux candidats d'inscrire des informations supplémentaires sur le scrutin. Fait important, ce e information supplémentaire concerne uniquement les candidats eux-mêmes et n'apporte pas d'information

  de nouvelles fac ¸ons de mesurer la compétence politique, notamment à travers les salaires des individus et leur quotient intellectuel (T.Besley et al. (2017),[START_REF] Bó | Who Becomes a Politician?[END_REF]). Dans notre étude, nous n'observons pas de telles caractéristiques, ni les performances réelles des dirigeants précédemment élus: nous ne pouvons donc contrôler pour la qualité des politiciens que de fac ¸on limitée. Cependant, l'information que nous avons sur les candidats en intègre une partie, puisqu'elle inclut une expérience politique antérieure.Dans le tableau 7, nous montrons que les informations reportées sur les bulletins a ectent les résultats électoraux. Nous constatons globalement que, conditionnellement aux caractéristiques des candidats, les bulletins de vote rapportant au moins un type d'information pour au moins un candidat rec ¸oivent entre 2,4 et 2,6 points de plus que leurs homologues. Cet avantage semble provenir d'informations rapportées sur l'expérience politique: si au moins l'un des candidats mentionne une telle expérience sur le bulletin de vote, la paire gagne entre 3 et 3,2 points de plus. Inversement, si l'un des candidats mentionne sa profession ou imprime sa photo, ils ne semblent pas avoir d'avantage 25 . Bien que les résultats présentés dans ce tableau ne puissent être interprétés comme causaux, ils soulignent le rôle que l'information peut jouer dans le processus électoral.

  Démantèlement de la "jungle": relocalisation de migrants et vote extrême en France Cet article est coécrit avec Max Viskanic. Introduction Y a-t-il un lien entre la récente crise des migrants et la montée des votes d'extrême droite en Europe? Ces dernières années, le nombre de demandes d'asile dans l'Union européenne a considérablement augmenté, passant de 431 000 en 2013 à 627 000 en 2014 et à près de 1,3 million en 2015. Ce e a ux de migrants a-t-il eu des répercussions électorales dans les pays concernés ? De nombreuses contributions récentes ont montré que des ux d'immigration importants conduisent à une augmentation des votes radicaux et surtout des votes d'extrême droite (représentés, par exemple, par des partis comme le FP Ö (Autriche), l'AfD (Allemagne) ou Lega Nord. (Italie)). Pourtant, on sait encore peu de choses sur les répercussions électorales de vagues migratoires de faible ampleur. Dans cet article, nous essayons de combler ce e lacune en examinant les conséquences du démantèlement de la "Jungle" de Calais, un campement situé juste à l'extérieur de la ville de Calais, dans le nord de la France. Environ 6400 migrants étaient installés dans ce camp en octobre 2016 (Le Monde (2016)), peu avant sa fermeture et la relocalisation de ses occupants dans environ 200 à 400 centres de migrants temporaires appelés Centres d'Accueil et d'Orientation (CAO) sur l'ensemble du territoire national. Nous lions les variations d'exposition à un petit nombre de migrants entre municipalités aux résultats électoraux lors de l'élection présidentielle de 2017. Nous nous concentrons spéci quement sur la part de voix du Front National, le principal parti d'extrême-droite en France, dont la rhétorique a été hostile aux migrants lors de la campagne présidentielle, ce qui a placé ce sujet au coeur du débat 27 A n de parvenir à une variation exogène de l'exposition des communes franc ¸aises aux migrants relocalisés, nous instrumentons la présence d'un CAO par la capacité d'accueil des villages vacances dans la même commune (mesurée par le nombre de lits disponibles). La raison pour laquelle nous nous a endons à une forte corrélation positive entre la présence d'un CAO et le nombre de lits dans des villages vacances est que ces derniers étaient en général inoccupés au moment de l'évacuation du camp, et donc susceptibles d'être utilisés comme abris temporaires pour les migrants. Par ailleurs, le stock de villages vacances a été déterminé bien avant la crise des migrants. Ces éléments laissent donc à penser que notre contrainte d'exclusion a de bonnes chances d'être véri ée et que nous sommes en mesure d'estimer l'e et causal de la relocalisation des migrants sur les votes en faveur du Front National. Notre analyse empirique indique que la présence d'un CAO a eu un e et négatif sur la part de voix du Front National: dans ces municipalités, le taux de croissance du vote en faveur du Front National a été réduit de 15,7 points de pourcentage entre 2012 et 2017 (ce qui correspond à une di érence de voix exprimées d'environ 4 points de pourcentage). Nous interprétons ces résultats comme mesurant les e ets directs de l'exposition aux migrants, et comme étant compatibles avec l'hypothèse du contact (Allport (1954)). En e et, les migrants sont restés pour une courte période (généralement moins de trois mois), et il est peu probable qu'ils aient a ecté l'économie locale pour plusieurs raisons. Premièrement, le coût de la réinstallation a été entièrement pris en charge par le gouvernement. Deuxièmement, ils n'avaient pas le droit de travailler et n'ont rec ¸u aucun transfert nancier. Nous montrons en outre que leur arrivée ne semble pas avoir a ecté l'activité économique locale. Nous interprétons donc ces résultats comme indiquant un plus grand degré d'acceptation des migrants de la part de la population locale, qui a donc eu moins tendance à voter en faveur du Front National. Ces résultats semblent con rmés par le fait que nous observons une augmentation de la part des votes rec ¸us par le parti d'extrême-gauche Front de Gauche, qui a une position plus ouverte envers les migrants, mais une plate-forme politique similaire sur d'autres questions. De plus, nous constatons des e ets de di usion de la présence des CAO sur les mu-nicipalités voisines: en e et, les municipalités situées dans un rayon de cinq kilomètres autour d'un CAO ont eu un taux de croissance de leur vote Front National inférieur de 1.8 points de pourcentage. En n, nous constatons également une diminution plus marquée du vote Front National dans des municipalités ayant une population plus jeune et plus largement constituée d'immigrés. D'autre part, les e ets sont a énués dans les communes ayant accueilli d'avantage de migrants de Calais et où les maires se sont portés volontaires pour les accueillir. De fac ¸on importante, nos calculs suggèrent que dans les municipalités qui comptaient plus de 39 lits pour 1000 habitants, l'impact sur le résultat du vote du Front National a été positif. Ce constat est en phase avec de nombreux travaux ayant montré que des a ux importants d'immigrants ont contribué à la montée des partis de droite. Nous contribuons à la li érature de deux fac ¸ons. Tout d'abord, cet article fait partie d'une vaste li érature documentant les répercussions électorales de l'immigration. Alors que la majeure partie de la li érature s'est concentrée sur les conséquences à long-terme de l'immigration sur le vote, peu de travaux ont étudié les e ets d'une exposition aux migrants de courte durée et de faible ampleur. Les études portant sur l'a ux massif d'immigrants ont généralement trouvé un impact positif sur les votes d'extrême droite (Barone et al. (2016), Halla, Wagner, and Zweimueller (forthcoming), Harmon (forthcoming), O o and Steinhardt (2014), Mendez and Cutillas (2014), Brunner and Kuhn (2014), Becker and Fetzer (2016), Viskanic (2017)). Suite à la récente crise des migrants, des contributions récentes ont analysé les e ets de l'exposition aux migrants sur les comportements de vote et sur les a itudes envers les migrants, avec des résultats divergents. Plus spéci quement, Hangartner et al. (2017a) et Hangartner et al. (2017b) ont constaté que les électeurs des îles grecques les plus exposées aux vagues migratoires ont eu tendance à développer de l'hostilité à l'égard des migrants et à voter pour le parti Aube Dorée, l'un des grands partis d'extrême droite en Grèce. Inversement, Steinmayr (2016) a montré que les municipalités de Haute-Autriche qui ont accueilli des migrants ont moins voté en faveur de l'extrême-droite. En n, Dustmann, Vasiljeva, and Damm (2016) ont montré, en exploitant des relocalisations exogènes de migrants, que l'e et de l'accueil de migrants sur les comportements électoraux danois sont hétérogènes et dépendent essentiellement des caractéristiques des localités: en particulier, alors que l'exposition aux migrants semble favoriser le vote en faveur de partis anti-immigration en zones rurales, cet e et est inversé dans les zones urbaines. Ces résultats soulignent l'importance de prendre en compte à la fois les caractéristiques de la commune et l'intensité de l'exposition aux migrants. Notre article combine ces approches en me ant l'accent sur les e ets électoraux de l'accueil d'un petit nombre de migrants (généralement quelques dizaines), conditionnellement à l'exposition à l'immigration à long-terme. De plus, notre base de données étant particulièrement riche, nous explorons comment les résultats varient à la marge intensive (en fonction du nombre de migrants susceptibles d'être accueillis) et selon les caractéristiques de la population. De ce point de vue, l'e et de seuil que nous constatons (au-dessus de 39 migrants pour 1000 habitants, l'e et sur le vote Front National devient positif), est en lien avec les résultats sur les ux d'immigration massifs.

  , Mastrubuoni and Pino i (2016)), qui à leur tour, sont susceptibles d'a ecter les résultats électoraux. En particulier, les variations sur le marché du travail a ectent les votes extrêmes, notamment à travers les chocs commerciaux (Autor et al. (2016), C. Malgouyres (2017), C. Dippel et al. (

Figure 15 :

 15 Figure 15: Evolution du nombre de migrants dans le camp de Calais

Figure 17 :

 17 Figure 17: CAO et densité de la capacité d'hébergement des villages vacances

Figure 18 :

 18 Figure 18: Part de voix du Front National lors des élections présidentielles de 2012 et 2017

L

  'analyse en MCO du lien entre CAO et vote FN suggère une corrélation négative entre la présence d'un CAO et l'évolution des part de vote du Front National entre 2012 et 2017 (Colonne (3)). Mais lorsque nous me ons en oeuvre notre estimation par variable instrumentale, l'e et est encore plus négatif et est hautement signi catif: la présence d'un CAO diminue le taux de croissance des votes en faveur du Front National de 15,7 points de pourcentage (Colonne (4)). Etant donné que le vote FN a augmenté de 20% en moyenne dans les municipalités franc ¸aises entre 2012 et 2017 (soit d'environ 5 points de pourcentage), ce e estimation suggère que la croissance du vote FN dans les villes qui ont accueilli un CAO représente 25% de celle observée dans les villes qui n'en ont pas accueilli (soit une progression plus faible d'environ 4 points en termes de voix exprimées). Par ailleurs, cet e et se dissipe spatialement: , nous constatons que les localités situées dans un rayon de cinq kilomètres subissent également un impact négatif sur le vote du Front National (le taux de croissance du vote FN entre 2012 et 2017 y est inférieur de 1.8 points de pourcentage).

  A n d'a ner notre analyse, nous menons de nombreuses analyses supplémentaires. D'une part, nous constatons que les villes ayant accueilli des migrants ont eu un taux d'abstention plus faible 30 , et on augmenté leur vote en faveur du Front de Gauche (d'une magnitude similaire à la baisse du vote en faveur du Front National). D'autre part, nous véri ons que l'e et de l'accueil des migrants sur le vote FN n'est pas lié à des variations d'activité économique . En e et, si les migrants accueillis dans les CAO n'ont légalement pas le droit de travailler sur le territoire franc ¸ais et ne rec ¸oivent aucune aide monétaire, leur arrivée pourrait avoir un e et sur l'activité locale via une demande accrue, par exemple dans les secteurs de la restauration et du bâtiment. À leur tour, ces variations potentielles de l'activité économique locale pourraient a ecter les résultats électoraux. Pour 30. Prendre en compte ce e variation de l'abstention dans l'analyse principale ne change toutefois pas nos résultats véri er que ces e ets sont peu susceptibles d'être à la source de nos résultats, nous utilisons un ensemble de données fourni par Trendeo -Observatoire de l'investissement et de l'emploi (2017), qui indique le nombre de créations et de destructions d'emplois au niveau municipal de janvier 2009 à juin 2017. En utilisant ces données, nous calculons la création ne e d'emplois par habitant au niveau de la commune pour trois périodes: de 2012 à 2014, après le début du processus de relocalisation (d'octobre 2015 à juin 2017), et après le début de la dernière étape de l'évacuation (de Octobre 2016 à juin 2017). Ce faisant, nous ne trouvons pas de di érence signi cative de création ne e d'emplois par habitant entre les municipalités qui ont nalement rec ¸u un CAO et celles qui n'en ont pas rec ¸u, ni sur la période 2012-2014, ni dans les mois qui ont suivi le démantèlement du camp. Par ailleurs, les résultats de l'analyse principale ne sont pas a ectés si nous contrôlons pour ces créations ne es d'emploi. En n, nous testons la robustesse de nos résultats via di érentes spéci cations. Tout d'abord, nos résultats sont robustes à l'utilisation d'une base de données alternative (disponibles sur le site web InfoCAO), ou à une instrumentation faisant appel au nombre de lits disponibles dans les villages vacances en 2014 (plutôt qu'en 2016). Par ailleurs, nous montrons que nos résultats ne sont pas le re ets de di érences de tendances électorales pré-existantes entre les municipalités ayant accueilli des migrants et les autres. Pour ce faire, nous menons une régression en panel au niveau des municipalités, où nous évaluons l'e et de la présence d'un CAO sur le score du Front National lors de di érentes élections entre 2007 et 2017 (à savoir l'élection présidentielle de 2007, les élections européennes de 2009 , l'élection présidentielle de 2012, les élections européennes de 2014 et l'élection présidentielle de 2017), en contrôlant pour les e ets xes de la municipalité et de l'élection. Dans la Figure 19, où l'e et du CAO à l'élection présidentielle de 2007 est normalisé à zéro, le coe cient associé au CAO n'est jamais statistiquement di érent de zéro à l'exception de celui portant sur l'élection présidentielle de 2017.Ce résultat est con rmé par di érentes régressions montrant que la présence des CAO semble n'avoir aucun rapport avec les évolutions à long terme du vote FN lors des élections présidentielles: les régressions des variations du logarithme du vote FN entre les élections présidentiellesde 1995, 2002, 2007 et 2012 sur la présence postérieure de CAO ne nous donne

Figure 19 :

 19 Figure 19: Absence de di érence de tendances pré-existentes

  hypothèse largement discutée. Toutefois, il est di cile d'identi er ce e forme de discrimination et de comprendre ses déterminants. En e et, de nombreux e ets de sélection interviennent avant que les électeurs ne votent déposent leur bulletin dans l'urne. Considérons le cas particulier des femmes en politique, qui est au centre du deuxième chapitre de ce e thèse.

). Dans le premier chapitre, nous cherchons à savoir si les municipalités dirigées par des maires dynastiques en Italie di èrent sur divers indicateurs de performance, et examinons si les maires dynastiques sont plus susceptibles d'être stratégiques dans la fac ¸on dont ils utilisent leur budget. Pour ce faire, nous nous intéressons plus particulièrement à deux courants de li érature qui explorent les comportements de recherche de rente: la li érature sur les limites de mandats et celle sur les cycles budgétaires politiques.

En n, parmi les di érents mécanismes qui peuvent expliquer pourquoi certaines catégories de population sont plus représentées que d'autres parmi les politiciens, la discrimination des électeurs est une

  , nous documentons les conséquences associées à l'élection de tels politiciens. Pour ce faire, nous nous appuyons sur deux spéci cations principales. En utilisant le calendrier échelonné des élections municipales dans des régressions de panel à e ets xes et une régression par discontinuité sur des élections serrées entre candidats dynastiques et nondynastiques au cours de la période 1998-2012, nous montrons qu'en moyenne les dépenses et rece es des villes dirigées par des élus dynastiques et non-dynastiques sont identiques. Cependant, alors que les maires italiens non-dynastiques s'engagent dans des cycles budgétaires (notamment via des dépenses plus élevées et des taux d'imposition plus bas en année pré-Dans ces élections, qui visaient à élire 95 conseils départementaux, les scrutins étaient binominaux et paritaires (a n de garantir une parité parfaite dans les conseils départementaux), et ce pour la première fois dans l'histoire des élections

	Démantèlement de la "jungle": relocalisation de migrants et vote extrême en France de 4 points de pourcentage en termes de parts de voix). Nous me ons également en évidence de réélection. Par exemple, ils pourraient être plus en mesure de me re en oeuvre des poli-
	Le troisième chapitre de ce e thèse, intitulé Démantèlement de la "jungle": relocalisation de migrants et vote extrême en France, est co-écrit avec Max Viskanic, et évalue l'impact de la re-une dispersion spatiale de cet e et: les villes situées dans un rayon de 5 kilomètres autour d'un CAO ont eu un taux de croissance du vote en faveur du Front National inférieur de 1.8 points tiques d'amélioration du bien-être. Mais ils pourraient également se comporter de fac ¸on plus stratégique, en me ant en place de telles politiques lorsque les électeurs sont plus réceptifs, Deuxièmementfranc ¸aises. Nous faisons l'hypothèse que ce e réforme a troublé certains électeurs, qui avaient l'habitude de voter pour une seule personne et un remplac ¸ant, et qui ont pu penser que le nom localisation des migrants de Calais en France entre octobre 2015 et octobre 2016 sur les votes pour le Front National lors de l'élection présidentielle de 2017. de pourcentage. Compte tenu de la richesse de notre base de données, nous sommes également en mesure juste avant les élections. 3 . Dynasties et politiques publiques De plus, les compétences dont ils héritent pourraient aussi perme re aux politiciens dynas-
	de la première personne sur le bulletin de vote était le nom du candidat principal. Dans ce e étude, nous utilisons le démantèlement du camp de migrants de Calais (qui d'e ectuer une analyse d'hétérogénéité et d'étudier la marge intensive de ces résultats. Dans tiques d'obtenir des rentes politiques plus élevées, augmentant ainsi leurs e orts pour rester
	, O o and Steinhardt (2014), Harmon (forthcoming), Halla, Wagner, De fac ¸on crucial pour notre étude, l'ordre d'apparition des candidats sur les bulletins de rassemblait environ 7000 migrants) comme une expérience naturelle perme ant d'évaluer les l'ensemble, nous constatons que cet e et négatif est provoqué par les municipalités qui ont Cet article est coécrit avec Gianmarco Daniele. au pouvoir et me re en oeuvre des politiques favorisant leur réélection. Un exemple plausible
	and Zweimueller (forthcoming), Barone et al. (2016), Dustmann, Vasiljeva, and Damm (2016), vote a été déterminé par ordre alphabétique. Nous montrons que ce e caractéristique de conséquences électorales de l'exposition locale et à court terme aux migrants. En e et, les rec ¸u peu de migrants: nous estimons que celles qui ont rec ¸u plus de 39 migrants pour 1000 serait d'exploiter les réseaux de leurs prédécesseurs pour maximiser leur recherche de rente:
	Hangartner et al. (2017a)). l'élection a permis une assignation aléatoire de candidats masculins et féminins en tête du migrants de Calais ont été envoyés dans plus de 200 centres temporaires (appelés Centres habitants ont vu leur vote augmenter plus que la moyenne. En outre, nous constatons que Introduction Alors que les e ets des familles sur la transmission des richesses et du pou-en e et, les réseaux politiques augmentent signi cativement les revenus des politiciens et de
	bulletin, dans la mesure où les partis ne semble pas avoir choisi les candidats en fonction de d'Accueil et d'Orientation, ou CAO), où ils ont rec ¸u une assistance sanitaire et administrative la diminution du vote en faveur du Front National est plus importante dans les municipalités voir ont été largement étudiés (Pike y (2013); Atkinson (2015)), peu de travaux documentent leurs proches (Folke, Persson, and Rickne 2017, Labonne and Fafchamps 2015, Fisman, Schulz,
	leur nom de famille, et où les caractéristiques des candidats et des candidates sont similaires (a n d'entamer une procédure pour obtenir le statut de réfugié). Ces relocalisations ont la ayant une plus grande proportion de migrants et de jeunes dans la population totale. Cepen-l'importance des familles en politique. Ceci est surprenant car, bien que les positions poli-and Vig 2012, erubin and Snyder Jr 2011, Eggers and Hainmueller 2009) et les béné ces des
	quelle que soit leur position sur le bulletin de vote. plupart du temps concerné un petit nombre de migrants (généralement quelques dizaines), dant, l'e et négatif a été a énué dans les municipalités dont les maires ont publiquement tiques dans les sociétés démocratiques soient généralement a ribuées par le biais d'élections, rmes connectées (faccio2006politiquement Amore and Bennedsen 2013, Gagliarducci and
	En comparant plus de 9000 bulletins, nous montrons que les bulletins de droite pour lesquels qui devaient rester pendant une période maximale de trois mois. Pendant ce e période, les appelé à accueillir des migrants. Dans l'ensemble, ces résultats sont parmi les premiers à doc-les familles continuent de jouer un rôle important dans l'arène politique. Par exemple, la part Manacorda 2014). 4 Par conséquent, nous faisons l'hypothèse que les politiciens dynastiques
	la candidate étaient située en tête de bulletin ont perdu environ 1.5 points de votes au premier migrants ne pouvaient pas travailler et, une fois la procédure entamée pour obtenir le statut umenter l'idée que des interactions à petite échelle et de courte durée avec les migrants ont des élus dynastiques est évaluée à environ 9% aux Etats-Unis (Dal Bó, Dal Bó, and Snyder me ent en oeuvre des politiques di érentes dans le but de se faire réélire parce qu'ils le peuvent
	tour (une di érence de 4% à 5%), et 4 points de probabilité d'a eindre le second tour ou de de réfugié, ils ont été transférés dans des centres permanents. tendance à réduire les votes extrêmes (conformément à l'hypothèse du contact formulée par (2009)) à environ 50% aux Philippines ( erubin (2013)). La li érature académique sur le rôle -grâce aux compétences politiques dont ils ont hérité -et/ou parce qu'ils le veulent -en raison
	gagner directement l'élection (une di érence de 5% à 6%). A n de traiter les biais d'endogénéité potentiels dans les choix de localisation des mi-Allport (1954)), tout en con rmant les résultats selon lesquels l'exposition à de grandes vagues des familles en politique s'est jusqu'à présent concentrée sur la fac ¸on dont les dynasties poli-de rendements plus élevés de la politique.
	En n, grâce à un échantillon de bulletins représentant environ 12% de la population to-grants, nous instrumentons la présence d'un CAO dans une municipalité par le nombre de de migration est susceptible d'augmenter les votes d'extrême droite. tiques se forment et persistent, et n'a que peu étudié leurs e ets. Au contraire, cet article se Dans cet article, nous explorons ces hypothèses en utilisant des données sur les politiciens
	tale des candidats, nous exploitons le fait que les candidats ont pu ajouter des informations lits disponibles dans les villages vacances, qui étaient particulièrement adaptés à l'accueil des concentre sur le comportement des dirigeants dynastiques une fois au pouvoir. locaux italiens au cours de la période 1985-2012. Nous nous concentrons sur la fac ¸on dont les
	supplémentaires sur le bulletin de vote (âge, expérience politique, profession et photo) pour migrants, car ils étaient souvent fermés pendant la période hivernale. Dans ce cadre, la con-Notre raisonnement repose sur l'hypothèse que l'objectif principal d'un politicien est de budgets municipaux varient selon que les villes sont dirigées par des maires dynastiques ou
	tester la présence de discrimination dans l'esprit de Altonji and Pierret (2001). D'une part, nous dition d'exclusion a de bonnes chances d'être véri ée, car la présence de villages vacances a maximiser ses chances de rester en fonction, ce qui dépendra du vote rétrospectif des individus. non-dynastiques. Les maires italiens sont élus au su rage direct et exercent un fort pouvoir
	montrons que les bulletins comportant des informations supplémentaires ont eu de meilleures été déterminée historiquement, et car le stock de villages vacances est très persistant dans le Par conséquent, pendant leur mandat, les politiciens cherchent à signaler leur qualité aux sur les budgets municipaux. Cela motive notre intérêt pour l'analyse des rece es (transferts,
	performances électorales que les autres. D'autre part, nous constatons que la discrimination temps (pour valider cela, nous menons plusieurs tests qui con rment que notre analyse a peu électeurs. Les politiciens dynastiques, parce qu'ils héritent de compétences politiques, sont impôts locaux et prêts) et des dépenses (types de dépenses) des municipalités. De plus, nous
	provient essentiellement de bulletins sur lesquels aucune information n'est rapportée et que de chances de re éter l'existence de tendances passées di érentes entre les villes qui ont rec ¸u susceptibles d'être dans une position privilégiée pour envoyer ce signal. considérons également un ensemble de variables mesurant leur performance globale pendant
	la discrimination disparaît sur les bulletins de vote lorsque des informations supplémentaires des migrants et celles qui n'en ont pas rec ¸u). Des études antérieures ont montré que les politiciens dynastiques réussissent mieux sur le leur mandat, qui ne sont pas prises en compte par les indicateurs budgétaires.
	sont fournies. De tels résultats suggèrent que la discrimination que nous mesurons est suscep-En utilisant ce e stratégie de variable instrumentale, nous estimons que les municipalités plan électoral grâce aux compétences politiques dont ils héritent, telles que la capacité de mo-Nos estimations, fondées sur un modèle de panel à e ets xes et une régression par dis-
	tible d'être statistique. En n, nous constatons que notre mesure de la discrimination contre qui ont rec ¸u des migrants ont eu un taux de croissance de leur vote en faveur du Front National biliser les réseaux locaux, de négocier avec les élites locales et d'exploiter la réputation de leur 3. Cependant, l'avantage électoral dont béné cient les politiciens dynastiques pourrait également rendre
	les femmes de droite est corrélée avec les mesures de discrimination de genre sur le marché du entre les élections présidentielles de 2012 et 2017 inférieur de 15.7 points de pourcentage. Cet moins utile le signalement de leurs compétences, et les rendre ainsi moins stratégiques famille (Dal Bó, Dal Bó, and Snyder 2009; querubin2013family Rossi 2017; Cruz, Labonne, 4. Par ailleurs, les politiciens dynastiques pourraient préférer une carrière politique pour des motifs de
	travail, suggérant que la discrimination entre les sexes en politique pourrait être plus e cace-e et suggère que dans ces municipalités, le taux de croissance du vote en faveur du Front Na-and réputation, notamment s'ils perc ¸oivent une plus grande utilité (que les politiciens non-dynastiques) à occuper erubín 2017). En cours de mandat, les compétences dont héritent les politiciens dy-un poste politique. En n, une explication alternative est que les politiciens dynastiques pourraient sou rir d'un
	ment comba ue si les politiques étaient coordonnées avec les politiques des autres marchés. tional a été équivalent à 25% du taux de croissance des autres municipalités (soit une di érence e et Carnegie (Durante, Labartino, and Pero i 2014) si l'avantage conféré par leurs prédécesseurs les pousse nastiques pourraient les aider à me re en oeuvre des politiques qui maximisent leurs chances à sous-investir dans leur propre capital humain, les incitant d'autant plus à rester au pouvoir.

Plan de la thèse Dynasties et politiques publiques Le premier chapitre, intitulé Dynasties et politiques publiques, est co-écrit avec Gianmarco Daniele. Dans ce chapitre, nous évaluons à la fois les causes et les conséquences du pouvoir dynastique en Italie. En utilisant un ensemble de données exceptionnellement riche de plus de 500 000 politiciens au niveau municipal en Italie entre 1985 et 2012, nous documentons plusieurs faits importants concernant l'existence de dynasties politiques dans ce pays. Tout d'abord, nous estimons le nombre de politiciens susceptibles d'être dynastiques et les caractérisons. Pour ce faire, nous nous appuyons sur des noms communs au sein des municipalités et dé nissons comme dynastique toute personne pour laquelle nous observons qu'un politicien du même nom a été élu précédemment -en tant que maire ou simple membre du conseil municipal -dans la même municipalité. Nos estimations principales suggèrent qu'entre 1985 et 2012, environ 15% des maires italiens étaient dynastiques. Nous constatons par ailleurs que les maires dynastiques sont beaucoup plus jeunes et beaucoup moins expérimentés que les autres. Les candidats dynastiques sont également plus susceptibles de gagner des élections et d'être réélus. En n, nous montrons que les politiciens dynastiques au niveau de la municipalité sont plus préoccupés par leur carrière (car ils sont plus susceptibles d'entrer dans les couches supérieures de l'administration), et que le pouvoir se perpétue dans les municipalités italiennes (les candidats élus sont proportionnellement plus nombreux à avoir un parent élu dans la même municipalité par la suite). électorale), nous constatons que les cycles budgétaires des maires dynastiques sont deux fois plus importants. Fait important, ces dépenses plus élevées pendant les années préélectorales sont principalement nancées par des transferts de capital des couches supérieures du gouvernement (la de e et les impôts augmentent également, mais dans une moindre mesure). Ces résultats suggèrent que les maires dynastiques ont soit une plus grande capacité à mener de telles politiques (potentiellement grâce aux compétences politiques dont ils on pu hériter) soit qu'ils sont plus incités à rester en politique (par exemple en raison de motivations de carrière), ce que nous ne pouvons démêler empiriquement. Nous étayons ces hypothèses en montrant que l'écart de cycle budgétaire entre les maires dynastiques et non-dynastiques est plus élevé lorsque leur marge électorale est faible et lorsqu'ils peuvent se présenter pour un nouveau mandat. En n, nous ne trouvons aucune preuve que les villes dirigées par des maires dynastiques ont des performances di érentes par rapport aux villes dirigées par des maires non-dynastiques -que nous mesurions ce e performances par la durée e ective du mandat du maire, la croissance de l'assie e scale des entreprises privées, la rapidité de la collecte des rece es, la capacité de paiement, ou des indicateurs de corruption locale. Biais de genre: enseignements d'une expérience naturelle dans le cadre d'élections locales en France Le deuxième chapitre de ce e thèse, intitulé Biais de genre: enseignements d'une expérience naturelle dans le cadre d'élections locales en France, est co-écrit avec Jean-Benoît Eyméoud. Dans ce chapitre, nous exploitons une expérience naturelle dans le cadre des élections départementales franc ¸aises de 2015 pour identi er de manière causale la discrimination de genre due aux électeurs.

Table 1 :

 1 E et des dynasties politiques sur le budget moyen Dép. tot. Dép. courantes Dép. de capital Impôts Emprunts Transf. de capitaux Le tableau présente l'estimation d'un modèle de panel à e ets xes, où les variables d'intérêt sont des catégories de rece e et de dépense publique (toutes exprimées en euros par tête et winsorizées au niveau de 1%). La principale variable explicative est une variable binaire indiquant si le maire est dynastique ou non. L'échantillon comprend toutes les villes pour lesquelles deux mandats pleins de 5 ans sont observés entre 1999 et 2012. Les années d'élection sont exclues de l'estimation. Toutes les spéci cations contrôlent pour des e ets xes année et municipalité, ainsi que pour la taille de population, le genre du maire, son expérience politique, son niveau d'éducation, son lieu de naissance et la présence d'une limitation de mandat. Les erreurs standards sont clusterées au niveau de la municipalité et sont présentées entre parenthèses. * p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01 aberrantes potentielles, nous winsorizons les variables d'intérêt au niveau de 1%. En n, la quasi-totalité des élections de notre échantillon ayant eu lieu entre les mois d'avril et de juin, en cas de changement de maire, nous ne sommes pas sûrs de qui décide du budget en période

	Dynastie 28.618	3.637	20.914	3.281	9.514	12.273
		(21.019)	(4.562)	(17.574)	(2.096)	(5.228)*	(16.323)
	R 2	0.02	0.24	0.02	0.41	0.01	0.01
	N	47,420	47,420	47,420	47,418	47,416	47,416

électorale: nous excluons donc de l'échantillon les années d'élection.

Estimations en données de panel

La table 1 présente les résultats d'estimation pour les di érences moyennes des di érentes composantes du budget. Les variables d'intérêt sont les dépenses totales, les dépenses courantes, les dépenses en capital, les impôts, les emprunts et les transferts en capital des gouvernements régionaux et nationaux (exprimés en euros par habitant). Chaque régression contrôle pour l'âge, l'expérience et les années d'éducation du maire, ainsi que la présence d'une limitation de mandat dans le temps. Nous contrôlons également pour des variables indiquant si le maire est né dans la ville et s'il est issu d'une liste civique (c'est-à-dire un parti sans organisation nationale). En n, nous contrôlons également par la population de la ville. Dans le tableau 1, nous n'observons aucun e et des dynasties politiques sur les dépenses courantes et de capital. Nous ne constatons pas non plus d'e et sur les rece es scales et les transferts de capitaux des couches supérieures du gouvernement. Cependant, il semble que les Mais si peu d'e ets sont perceptibles en termes de budget moyen, nous trouvons beaucoup plus de variation en termes de cycles budgétaires. Plusieurs conclusions peuvent être tirées de est plus petit puisque l'identi cation repose également sur des élections comportant au moins un candidat dynastique et un candidat non-dynastique

Table 2 :

 2 E et des dynasties politiques sur les cycles budgétaires Dép. tot. Dép. courantes Dép. de capital Impôts Emprunts Transf. de capitaux Le tableau présente l'estimation d'un modèle de panel à e ets xes, où les variables d'intérêt sont des catégories de rece e et de dépense publique (toutes exprimées en euros par tête et winsorizées au niveau de 1%). Les principales variables explicatives sont deux variables indiquant (1) si le maire est dynastique ou non (2) si nous nous situons en dernière de mandat électoral. L'échantillon comprend toutes les villes pour lesquelles deux mandats pleins de 5 ans sont observés entre 1999 et 2012. Les années d'élection sont exclues de l'estimation. Toutes les spéci cations contrôlent pour des e ets xes année et municipalité, ainsi que pour la taille de population, le genre du maire, son expérience politique, son niveau d'éducation, son lieu de naissance et la présence d'une limitation de mandat. Les erreurs standards sont clusterées au niveau de la municipalité et sont présentées entre parenthèses. * p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01 l'analyse du tableau 2. Premièrement, dans les villes dirigées par des maires non-dynastiques, de 30 euros) et par une augmentation des emprunts contractés (avec une di érence de 13 euros), tandis que les impôts augmentent de 5 euros supplémentaires au cours de la dernière année. Par conséquent, le cycle budgétaire des maires dynastiques est beaucoup plus prononcé que celui des maires non-dynastiques: ils dépensent relativement plus à la n du terme que les maires non-dynastiques, et nancent ce e augmentation supplémentaire des dépenses principalement par des transferts de capitaux provenant des échelons supérieurs de gouvernement. La capacité de béné cier d'un transfert plus important durant les années préélectorales pourrait indiquer que les politiciens dynastiques sont susceptibles d'avoir davantage de liens avec les couches supérieures de gouvernements -sécurisant ainsi les transferts et de la ville sont corrélées avec la dynastie et les variables d'intérêt.Cela pourrait se produire, par exemple, si les électeurs choisissaient leur candidat en fonction de critères qui a ectent à la fois la probabilité d'avoir un maire dynastique et les politiques mises en oeuvre. De plus, si la probabilité d'élire des candidats dynastiques est a ectée par les résultats de la politique ou par les cycles budgétaires, alors notre e et estimé pourrait être biaisé.Pour résoudre ces problèmes, nous estimons une régression par discontinuité, en me ant l'accent sur des élections serrées dans lesquelles les deux meilleurs candidats sont dynastiques et non-dynastiques. Nous dé nissons la variable sous-jacente comme la di érence de parts de voix rec ¸ues entre le meilleur candidat dynastique et le meilleur candidat non-dynastique.

	Dynastie	14.595	1.835	8.920	2.133	5.945	4.182
		(21.462)	(4.617)	(17.926)	(2.096)	(5.336)	(16.668)
	LY	44.550	-0.615	36.181	-5.223	12.898	19.475
		(10.114)***	(1.398)	(9.143)***	(0.840)*** (3.032)***	(8.112)**
	Dynastie*LY	51.078	7.183	43.875	5.042	12.852	30.088
		(17.137)***	(2.254)***	(15.996)***	(1.570)*** (5.187)**	(14.740)**
	R 2	0.02	0.24	0.02	0.42	0.01	0.01
	N	47,420	47,420	47,420	47,418	47,416	47,416

les dépenses sont supérieures d'environ 45 euros par habitant au cours de la dernière année par rapport aux années précédentes. Ceci est principalement dû à une augmentation des dépenses en capital (qui s'élèvent à 36 euros par habitant), qui semble être nancée par une augmentation des transferts en capital du gouvernement et de la région (avec une di érence d'environ 19 euros par habitant entre la dernière année et les trois premières années du mandat) et par une augmentation des emprunts contractés (avec une di érence d'environ 13 euros par habitant). Cependant, les rece es scales semblent diminuer d'environ 5 euros par habitant au cours de la dernière année du mandat. En d'autres termes, nous observons un fort cycle budgétaire dans notre échantillon: avant les élections, les maires non-dynastiques augmentent les dépenses en capital et réduisent les impôts, tout en augmentant les prêts et les transferts provenant des échelons supérieurs du gouvernement. Deuxièmement, les cycles budgétaires sont beaucoup plus élevés pour les maires dynastiques. En e et, entre la dernière année et les trois années précédentes du premier trimestre, la variation des dépenses totales par tête des maires est de 51 euros plus élevée pour les maires dynastiques que pour les maires non-dynastiques. Ce cycle plus prononcé provient principalement d'une augmentation supplémentaire substantielle des dépenses en capital au cours de la dernière année (44 euros supplémentaires par rapport aux trois années précédentes) et d'une augmentation supplémentaire des dépenses courantes par habitant (environ 7 euros). Ce e augmentation des dépenses au cours de la dernière année de la période est principalement nancée par des transferts de capitaux des gouvernements nationaux et régionaux (avec une di érence plus facilement, conformément aux conclusions de Brollo and Nannicini (2012), qui montrent qu'au Brésil, les maires politiquement alignés sont plus susceptibles d'obtenir des transferts en années pré-électorales. Ces résultats sont robustes à l'imposition de certaines restrictions sur l'identi cation des maires dynastiques. Ainsi, si nous ne conservons que les maires dont le nom ne gure pas parmi les 100 ou les 500 plus communs dans la province, la di érence estimée de cycle budgétaire entre les maires dynastiques et non-dynastiques est plus élevée que dans l'analyse de référence, ce qui suggère l'existence d'un biais d'a énuation. Nos résultats sont également robustes à l'identi cation des maires dynastiques sur une fenêtre temporelle de 10 ans. Par ailleurs, nous observons certaines sources d'hétérogénéité intéressantes. Tout d'abord, le cycle budgétaire relatif des maires dynastiques est beaucoup plus élevé dans les petites municipalités et pour les maires exerc ¸ant des professions libérales (avocat, maire ou notaire). Étant donné que les liens familiaux et les e ets sur la réputation sont susceptibles d'être plus marqués dans les petites municipalités et pour les professions libérales, les avantages et les incitations inhérents aux dynasties pourraient être plus forts là-bas. Nous constatons également que ces di érences sont Régression par discontinuité Même si le calendrier électoral est exogène, les e ets identi és dans les régressions de panel pourraient être biaisés si les caractéristiques non-observées du maire Ce e variable peut prendre n'importe quelle valeur entre -1 et 1, et prend une valeur positive si un maire dynastique est élu. L'intuition derrière ce e méthodologie est que l'élection de maires dynastiques ou non-dynastiques dans les élections remportées par une marge étroite s'apparente à une désignation aléatoire. Si D i est la variable indiquant si un maire dynastique est élu, et X i indique la marge du meilleur candidat dynastique, nous avons alors:

  où Y it est une variable d'intérêt dans une ville i au court du mandat t, et P (X it ) est une fonction de polynomiale de la marge du meilleur candidat dynastique. L'e et estimé de l'élection d'un maire dynastique est donné par le coe cient β.Cependant, comme indiqué par[START_REF] Hahn | Identi cation and estimation of treatment e ects with a regression-discontinuity design[END_REF] et comme résumé par[START_REF] Lee | Regression discontinuity designs in economics[END_REF], pour que les observations à gauche du seuil soient un bon contrefactuel des observations à droite du seuil, et pour que l'estimation de β soit sans biais, les con-

	D'une part, de telles discontinuités observées dans les variables de contrôle observées con r-
	ment que les leaders dynastiques di èrent des autres politiciens. D'autre part, étant donné

trefactuels E[Y i (1)|X] et E[Y i (0)|X] doivent être continus autour du seuil. Ceci implique que si certaines variables de contrôle corrélées à la variable de résultat sont également discontinues autour du seuil, l'e et du traitement local estimé est susceptible d'être biaisé. Ci-dessous, nous montrons que c'est précisément ce qui se passe dans notre cadre. Bien que la variable sous-jacente ne soit pas discontinue autour du seuil de zéro (comme l'indique le test de McCrary (McCrary (2008)) que nous présentons dans la Figure 8 11 ), le traitement ne semble pas être distribué de fac ¸on aléatoire autour de ce seuil. En e et, comme le souligne la Figure 8, l'âge et l'expérience sont ne ement plus faibles pour les maires dynastiques, bien que les autres variables de contrôle soient équilibrées autour du seuil. Le tableau 3 con rme ce e intuition: il rassemble les résultats de l'estimation d'une régression par discontinuité dans laquelle on estime une régression polynomiale locale avec des polynômes d'ordre 2, en utilisant une largeur de bande optimale choisie selon la méthodologie développée par Calonico, Ca aneo, and Titiunik (2014) et un noyau triangulaire. 12 .

Dans l'ensemble, autour du seuil, les maires dynastiques sont 2,8 ans plus jeunes et ont passé 6 ans de moins au conseil municipal (ce qui correspond à plus d'un mandat de di érence).

11. Pour identi er la marge des candidats dynastiques et non-dynastiques, nous avons pris en compte les élections pour lesquelles des informations sur au moins les deux meilleurs candidats sont disponibles, et dans lesquelles au moins un candidat dynastique a été identi é. Comme expliqué précédemment, nous ne présentons que les résultats pour les villes pour lesquelles des termes complets de 5 ans sont observés 12. Les erreurs standards sont clusterées au niveau municipal, et les résultats sont similaires lorsqu'on contrôle un ordre supérieur ou inférieur des polynômes.

Table 3 :

 3 Discontinuité des variables de contrôle autour du seuilCe tableau présente les résultats d'une régression par discontinuité avec une largeur de bande calculée à l'aide de la méthode développée par[START_REF] Calonico | Robust Nonparametric Condence Intervals for Regression-Discontinuity Designs[END_REF], qui utilise un noyau triangulaire et un polynôme d'ordre deux de la marge du meilleur candidat dynastique. Les variables expliquée sont les caractéristiques des maires et des villes. L'échantillon inclut tous les mandats complets de 5 ans entre 1999 et 2012. L'âge et l'expérience sont mesurés au début du mandat alors que la population est mesurée en moyenne au cours du mandat. Les erreurs standards sont clusterées au niveau municipal et sont indiquées entre parenthèses

	Polynômes d'ordre 2	Age	Exp.	Né dans la ville Homme Education
	Dynastie	-2.877 * *	-6.117 * * *	0.029	-0.038	0.614
		(1.365)	(0.665)	(0.077)	(0.037)	(0.454)
	Bandwidth	0.278	0.375	0.209	0.250	0.270
	N (gauche)	1291	1563	1067	1217	1247
	N (droite)	1139	1350	947	1080	1082
		Liste civique	Sud	Population	Chômage
	Dynastie	-0.010	0.035	1899.222	1.048
		(0.067)	(0.068)	(1357.696)	(1.214)
	Bandwidth	0.259	0.275	0.159	0.241
	N (gauche)	1244	1285	831	1184
	N (droite)	1103	1134	775	1054

* p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01

Table 4 :

 4 Discontinuités du budget moyen et des cycles budgétaires -Polynômes d'ordre 2 Dép. tot. ∆ Dép. courantes ∆ Dép. de capital ∆ Impôts ∆ Emprunts ∆ Transf. de capitaux Dép. tot. ∆ Dép. courantes ∆ Dép. de capital ∆ Impôts ∆ Emprunts ∆ Transf. de capitaux Le tableau présente les résultats d'une régression par discontinuité avec une largeur de bande calculée selon la méthodede Calonico, Ca aneo, and Titiunik (2014), qui utilise un noyau triangulaire et contrôle pour un polynôme d'ordre deux de la marge du meilleur candidat dynastique. Les variables expliquées sont les moyennes des catégories de dépenses et de rece es au cours du mandat (lignes du haut) et les di érences de catégories de dépenses et de rece es entre la dernière année du mandat et la moyenne des trois premières années (lignes du bas). Toutes les variables sont winsorizées au niveau de 1%. L'échantillon comprend tous les mandats de cinq ans entre 1999 et 2012. La première partie du tableau n'inclut pas de variables de contrôle, alors que la second partie du tableau contrôle pour l'existence d'une limitation de mandat, l'expérience, l'âge, le lieu de naissance, le sexe et l'éducation du maire, ainsi que le chômage moyen et la population moyenne dans la ville au cours du mandat, et des variables binaires indiquant si le maire est membre d'une liste civique et si la ville est située dans le sud du pays. Les erreurs sont clusterées au niveau de la ville et présentées entre parenthèses.

			Sans variables de contrôle
	Polynômes d'ordre 2	Dép. tot.	Dép. courantes	Dép. de capital	Impôts	Emprunts	Transf. de capitaux
	Dynastie	148.937	-8.355	91.057	37.122	20.297	91.561
		(121.730)	(38.965)	(79.409)	(23.879)	(23.856)	(72.737)
	Bandwidth	0.219	0.323	0.231	0.209	0.243	0.239
	N (le )	1104	1420	1150	1061	1188	1174
	N (right)	972	1242	1019	942	1056	1043
	∆ Dynastie 167.455 *	-13.041	172.886 *	-1.737	50.537	193.545 * *
		(97.754)	(12.147)	(89.394)	(12.693)	(31.226)	(79.063)
	Bandwidth	0.235	0.279	0.252	0.310	0.271	0.224
	N (le )	1135	1260	1187	1347	1239	1101
	N (right)	1016	1117	1062	1199	1102	986
			Avec variables de contrôle
	Polynômes d'ordre 2	Dép. tot.	Dép. courantes	Dép. de capital	Impôts	Emprunts	Transf. de capitaux
	Dynastie	162.249	3.910	76.821	54.062 * *	16.190	79.599
		(119.631)	(38.349)	(77.668)	(21.302)	(23.645)	(71.763)
	Bandwidth	0.209	0.329	0.220	0.218	0.247	0.222
	N (le )	1040	1403	1083	1079	1177	1095
	N (right)	907	1207	939	932	1025	950
	∆ Dynastie 189.197 *	-13.656	193.428 * *	1.218	63.369 * *	202.975 * *
		(98.401)	(12.328)	(91.028)	(13.061)	(31.305)	(80.207)
	Bandwidth	0.231	0.268	0.241	0.294	0.254	0.222
	N (le )	1102	1209	1131	1279	1168	1074
	N (right)	971	1056	1001	1113	1029	943

* p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01

  ). Troisièmement, nous examinons le taux de croissance de l'assie e scale du secteur privé, un indicateur du taux de croissance du secteur privé (sans tenir compte de l'économie souterraine).Tout d'abord, nous constatons que les candidats dynastiques ont des carrières politiques plus longues et ont plus de succès électoral. Dans des régressions linéaires incluant des e ets xes au niveau de l'année et de la municipalité, nous constatons que les candidats dynastiques ont plus de chance d'être élus (la di érence correspondant à environ 3 à 4 points de probabilité), mais ce e di érence existe principalement parmi les candidats qui n'ont eu que peu (ou pas) d'expérience par le passé au sein du conseil municipal. Par ailleurs, dans le cadre d'une régression linéaire sur l'ensemble des conseillers municipaux observés, nous constatons que les politiciens dynastiques restent non seulement plus longtemps dans les conseils mu-Comme la probabilité d'avoir parent élu dans les 10 ans est plus élevée de fac ¸on discontinue lorsque la marge de vote est positive, dans la mesure où la marge de votes est continue autour de zéro 18 , une interprétation causale peut être déduite. L'estimation de la 17. Nous imposons une telle restriction car notre échantillon d'élections couvre la période 1993-2012: par conséquent, pour toutes les élections durant ce e période, une largeur de bande de 10 ans garantit que le nombre d'années considérées après une élection est identique 18. D'autres variables de contrôle prédisant les performances électorales des candidats sont également continues autour de ce seuil

	nicipaux, mais ont également plus de chance de faire partie des assemblées provinciales ou
	régionales par la suite.
	Par ailleurs, nous montrons que, comme cela a déjà été mis en évidence aux États-Unis, en
	Argentine et aux Philippines (Dal Bó, Dal Bó, and Snyder (2009); Rossi (2017); erubin (2013)),
	les dynasties italiennes se perpétuent également dans l'arène politique. Pour ce faire, nous
	exploitons une régression par discontinuité qui nous permet d'isoler un e et de persistance

atrièmement, nous incluons une mesure de la corruption observée au niveau de la ville. Plus précisément, ce e variable indique si un maire est accusé de crimes en lien avec son poste politique, tel que rapporté par les informations locales. Ce e mesure n'est disponible que pour la période 200-2012 16 Dans l'ensemble, nous ne trouvons aucun e et clair de la dynastie politique sur ces variables, montrant que les maires dynastiques sont peu susceptibles d'être plus (ou moins) compétents. En résumé,ce n'est pas parce qu'ils sont plus stratégiques qu'ils sont de meilleurs ou de moins bons politiciens. Les politiciens dynastiques sont-ils vraiment di érents? Pour nir, nous menons un dernier ensemble d'analyses perme ant de caractériser plus nement les di érences existant entre les politiciens dynastiques et les autres. pur de facteurs potentiellement non-observés qui peuvent déterminer à la fois la probabilité qu'un individu soit élu et la probabilité qu'un de ses parents soit élu. Dans ce cadre, nous calculons, pour chaque élection, la marge de voix de chaque candidat. Pour le vainqueur de l'élection, la marge correspond à la di érence entre la part de voix qu'il a rec ¸ue et la part de voix rec ¸ue par son meilleur challenger. Pour tous les candidats perdant une élection, la marge correspond à la di érence entre leur part de voix et la part des voix rec ¸ues par le gagnant. Ce e variable prend donc des valeurs entre -1 et 1: une valeur positive indique que l'individu a été élu maire, tandis qu'une valeur négative indique qu'il n'a pas été élu. De plus, pour chaque candidat au poste de maire entre 1993 et 2002, nous indiquons si un individu ayant le même nom a été élu maire (ou conseiller municipal) dans les 10 ans après l'élection à laquelle il s'est présenté. 17 . La Figure 12a montre que la probabilité moyenne que le parent d'un individu soit élu maire dans les 10 ans augmente avec sa marge de votes et est discontinue autour de 0: en d'autres termes, les élus sont plus susceptibles d'avoir un parent élu par la suite que les candidats non-élus.

  ). Nous montrons ainsi que la dynamique de la transmission du pouvoir à travers les générations a des conséquences politiques importantes, puisque les politiciens dynastiques se comportent très di éremment en termes de performance électorale et de mesures de politiques publiques. Bien qu'il existe de nombreuses explications possibles au comportement opportuniste des maires dynastiques, les compétences politiques et l'expérience dont ils héritent de leurs prédécesseurs sont susceptibles de fac ¸onner à la fois leurs incitations à rester en place et les politiques qu'ils me ent en oeuvre à ce e n. si les paires où la femme apparaît en premier sur le bulletin de vote ont des résultats di érents des paires où l'homme apparaît en premier.

	au sein de la population de candidats. promis entre équilibre familial et environnement professionnel compétitif (Bertrand, Goldin,
	En comparant les paires traitées et non-traitées de candidats d'appartenances politiques En n, nous explorons deux types d'hétérogénéité. Premièrement, nous montrons que la and Katz (2010)). Mais même lorsque les femmes décident de se lancer en politique, les par-
	Le raisonnement sous-tendant ce test est que, bien que l'ordre d'apparition des candidats identiques à travers les circonscriptions, nous montrons que les paires de droite où la candidate discrimination ne dépend pas directement de l'expérience politique des candidats. En sup-tis peuvent échouer à les promouvoir à des postes à responsabilité et à les investir dans des
	sur le bulletin de vote n'ait aucune incidence sur les prérogatives qui leurs sont a ribuées, apparaît en premier ont perdu environ 1,5 points de pourcentage de voix au premier tour. Cet posant qu'un tel indicateur permet d'approximer la qualité d'un candidat, cela a énue la circonscriptions gagnables (Sanbonmatsu (2010), omas and Bodet (2013), Esteve-Volart and Biais de genre: enseignements d'une certains électeurs ont pu croire à tort que le premier candidat serait le candidat "principal" . En e et, qui n'est pas observé pour les autres partis, a sensiblement a ecté le résultat de l'élection: crainte que les résultats soient directement a ribuables à des di érences de qualité entre les Bagues (2012), Casas-Arce and Saiz (2015)), même si leur entrée en politique entraîne souvent
	expérience naturelle dans le cadre en e et, la probabilité que les paires traitées accèdent au second tour ou gagnent directement candidats et les candidates. Deuxièmement, nous testons si la discrimination dépend des une augmentation de la qualité des élus (Baltrunaite et al. (2014), T. J. Besley et al. (2017)).
	les élections directement est inférieure de 4 points de pourcentage. caractéristiques de la circonscription électorale. Nous montrons que, si la discrimination Mais les preuves concernant le dernier obstacle auquel peuvent être confrontées les femmes d'élections locales en France Ce cadre d'analyse nous permet non seulement d'identi er une discrimination de genre, électorale ne varie pas avec l'âge, le taux de chômage et le niveau d'éducation de la popu-en politique (à savoir la discrimination de la part électeurs) sont mitigées, et tendent plutôt à
	mais aussi de caractériser le type de discrimination en jeu. La discrimination est souvent lation, elle est plus importante dans les zones où les discriminations de genre sont élevées sur soutenir l'idée qu'il n'existe peu de discrimination contre les femmes.
	le marché du travail (en utilisant une mesure d'écart de salaire).
	Nous montrons que ces votes manquants ne re ètent pas une abstention di érentielle et
	ne se traduisent pas par des votes blancs et nuls; en revanche, ils se sont traduits par des Notre contribution à la li érature est triple. Premièrement, nous contribuons au débat sur cessus de sélection menant à la compétition politique observée. Cela est particulièrement vrai
	parts de votes plus élevées pour les autres candidats. Cependant, les paires concurrentes pour les raisons pour lesquelles les femmes sont sous-représentées en politique. De nombreuses si les candidats et les candidates di èrent en termes de caractéristiques inobservables qui pour-
	lesquelles la candidate était en tête du bulletin n'ont pas rec ¸u plus de votes que les autres. études ont analysé les processus de sélection auxquels les femmes sont confrontées lorsqu'elles raient déterminer à la fois leurs décision de se présenter à une élection et la probabilité qu'ils
	Un tel résultat va dans le sens d'une interprétation en termes de discrimination statistique. En entrent en politique. Les femmes sont moins susceptibles d'entrer en politique à cause d'un la gagnent. D'autre part, dans le cadre de sondages ou d'enquêtes, les réponses peuvent être

Cet article est coécrit avec Jean-Benoît Eyméoud

Introduction Les femmes sont-elles discriminées en politique? Alors que des décennies de recherche ont exploré les raisons de la sous-représentation des femmes en politique, l'identi cation de comportements discriminatoires s'est révélée di cile en raison des nombreux e ets de sélection qui a ectent les caractéristiques observées et non-observées des femmes présentes sur la scène politique.

Dans cet article, nous estimons de manière causale la discrimination envers les femmes en politique. Pour ce faire, nous utilisons une caractéristique des élections départementales franc ¸aises de 2015 qui nous permet de démêler sans ambiguïté les e ets de sélection et la discrimination envers les femmes dans un contexte réel. Pour la première fois dans l'histoire des élections franc ¸aises, les candidats se sont présentés par paires paritaires -chaque paire de candidats comprenant un homme et une femme (chacun avec un suppléant du même sexe). Les électeurs ne pouvant choisir qu'une seule paire de candidats, au sein de chaque paire, chaque candidat masculin et féminin a rec ¸u exactement le même nombre de voix. Si une paire était élue, les deux candidats étaient nommés au même siège dans le Conseil Départemental, de sorte que leurs destins étaient complètement liés.

Da manière cruciale, au sein de chaque l'ordre d'apparition des candidats sur le bulletin de vote a été déterminé par ordre alphabétique. Nous montrons dans ce e article qu'une telle règle a généré un ordre d'apparition des hommes et des femmes quasi-aléatoire, ce qui nous permet de tester perc ¸ue comme étant soit statistique soit fondée sur les goûts. Dans le premier cas, les électeurs appliquent des stéréotypes sur les candidates en raison d'un manque d'information sur leurs caractéristiques. Dans le second cas, les électeurs n'aiment pas voter pour des candidates quelles que soient leurs caractéristiques ou les informations dont ils disposent à leur sujet.

Nous soutenons que, dans notre contexte, notre e et re ète plutôt une discrimination statistique qu'une discrimination fondée sur les goûts. Pour identi er cela, nous suivons une méthodologie similaire à celle développée par

[START_REF] Altonji | Employer learning and statistical discrimination[END_REF]

et exploitons une caractéristique unique de la loi électorale franc ¸aise, qui stipule que les candidats peuvent reporter des informations supplémentaires les concernant sur le bulletin de vote -comme leur expérience politique , leur âge, leur profession ou même une photo. En comparant les e ets de traitement entre les bulletins sur lesquels des informations sont reportées et les bulletins sans aucune information, nous montrons que, pour les paires de droite, la discrimination disparaît lorsque le bulletin de vote comporte une information sur les candidats. e et, si notre résultat était motivé par la discrimination par les goûts, nous aurions dû observer que les paires dont le candidat est inscrit en premier pro taient davantage de la discrimination contre les femmes de droite.

Ces résultats ont des implications importantes pour le débat public sur la discrimination électorale. Tout d'abord, bien que nos résultats montrent une discrimination contre les candidates de droite, cela n'implique pas que les électeurs de droite ont plus de préjugés contre les femmes que les électeurs des autres partis. En e et, la présence d'une a ention limitée est nécessaire pour l'identi cation de la discrimination. Le fait de ne pas observer de discrimination à l'encontre des candidates d'autres partis peut également indiquer que les électeurs de ces partis sont moins sujets au biais d'a ention limitée. Deuxièmement, étant donné que la quantité d'information disponible sur les candidats semble in uer sur le résultat de l'élection, cela appelle à une ré exion plus générale sur une éventuelle standardisation des bulletins de vote. En n, comme la discrimination électorale semble être plus forte dans les endroits où la discrimination entre les sexes est plus élevée sur le marché du travail, les politiques visant à réduire les préjugés sexistes en politique seront probablement plus e caces si elles sont coordonnées avec des politiques dans d'autres secteurs. manque de con ance en soi

[START_REF] Hayes | Women on the run: gender, media, and political campaigns in a polarized Era[END_REF]

) ou de rendements di érentiels de la politique

[START_REF] Júlio | e Good, the Bad and the Di erent: Can Gender otas Raise the ality of Politicians?[END_REF]

). Plus généralement, les femmes font face à des com-Deuxièmement, notre étude fait partie des rares études identi ant causalement une forme de discrimination statistique en politique dans un contexte réel. Il est particulièrement important de comprendre les déterminants de la discrimination de genre, car les femmes au pouvoir sont susceptibles de se comporter di éremment des hommes (Cha opadhyay and Du o (

2004

),

[START_REF] Ferreira | Does gender ma er for political leadership? e case of US mayors[END_REF]

,

[START_REF] Brollo | What happens when a woman wins an election? Evidence from close races in Brazil[END_REF]

). Le débat sur la question de savoir si la discrimination implique des goûts discriminatoires

[START_REF] Becker | e economics of discrimination[END_REF]

) ou des informations imparfaites

[START_REF] Phelps | e statistical theory of racism and sexism[END_REF]

,

[START_REF] Arrow | e theory of discrimination[END_REF]

) est un débat de longue date. Les données actuelles sur la discrimination de genre en politique indiquent clairement l'existence d'une discrimination statistique.

Cependant, très peu d'études ont réussi à proposer des identi cations causales de la discrimination en politique en utilisant des expériences naturelles. La plupart des études sur le genre en politique s'appuient principalement sur des données agrégées, des enquêtes ou des expériences en laboratoire, qui sont problématiques pour plusieurs raisons. D'une part, il est peu probable que les comparaisons brutes de données agrégées contrôlent entièrement le proa ectées par les caractéristiques de l'enquêteur. En n, si les expérimentations en laboratoire perme ent de démêler plus précisément les mécanismes conduisant à des biais de genre, elles ne sont guère susceptibles d'être représentatives de situations réelles.

  Ce e étude s'appuie sur les données des élections départementales franc ¸aises de 2015, qui ont eu lieu les 22 et 29 mars. Les conseillers départementaux ont été nom de son remplac ¸ant doit être écrit juste après son nom, en utilisant une police plus petite.Conformément aux articles L.66, L.191, R.66-2, R.110 et R.111 du code électoral, tout vote ne respectant pas ces conditions est considéré comme nul. La gure 13 montre des exemples de

	élus dans 2054 cantons (subdivisions des départements). Au total, 9 097 paires de candidats se
	sont présentées aux élections.
	Dans chaque liste, l'ordre des candidats sur le bulletin de vote a été déterminé par ordre
	alphabétique. Une telle exigence est imposée par l'article L.191 de la législation électorale

franc ¸aise. Les règles d'impression des bulletins électoraux sont également rigoureuses: elles doivent être imprimées en une seule couleur sur une feuille vierge de format 105x148 mm, peser entre 60 et 80 grammes par mètre carré et être en format paysage. Pour chaque candidat, le

  Nous commenc ¸ons par documenter les di érences entre les candidats de di érents groupes partisans. Dans l'ensemble, 28% des candidats étaient de gauche, un nombre comparable à celui des candidats de droite. 14% des candidats étaient classés à l'extrême-gauche, tandis que 22% Stable Unit Treatment Value Assumption (SUTVA), qui stipule que les résultats potentiels d'une unité ne sont pas a ectés par le statut de traitement d'une autre unité de la population étudiée.Dans notre cas, ce e hypothèse est susceptible d'être violée si l'on considère simultanément plusieurs candidats d'un même canton. En e et, supposons que le traitement a ecte négativement une paire donnée de candidats. On peut donc imaginer que les votes qu'ils ont perdus a ectent positivement une autre paire de candidats de la même circonscription (surtout si les électeurs réagissant au traitement sont non-partisans).A n d'éviter un tel scénario, nous e ectuons une analyse sur di érents échantillons de paires de candidats ayant la même a liation partisane, et étant la seule paire de candidats

	étaient classés à l'extrême-droite. En ce qui concerne l'expérience politique, nous avons classé
	un candidat comme ayant une expérience politique antérieure si, au moment de l'élection, il
	était soit titulaire d'un mandat départemental, soit conseiller municipal dans la circonscription,
	soit conseiller régional, soit parlementaire.
	Pour tous les partis, la proportion de candidats masculins ayant une expérience politique
	est supérieure à celle des candidats féminins ayant une expérience politique. Les titulaires
	étaient légèrement plus nombreux parmi les candidats de droite (69% des hommes et 53% des
	femmes) que parmi les candidats de gauche (63% des hommes et 46% des femmes). Seulement
	29% des hommes et 19% des femmes étaient auparavant élus parmi les candidats d'extrême
	Ces résultats suggèrent que si une sélection dans le traitement existe, elle est de faible
	ampleur.
	Tests sur l'assignation du traitement Dans ce e section, nous testons le caractère Une question connexe importante est de savoir si les partis ont sélectionné les paires de
	aléatoire de l'ordre d'apparition des candidates sur les bulletins de vote. Pour ce faire, nous fac ¸on à avoir les candidats masculins en tête du bulletin. Dans ce cas, nous devrions observer
	véri ons si les paires où la candidate est répertoriée en premier di èrent, en termes de car-que la distribution des premières le res des noms de famille des candidats est di érente selon
	actéristiques observables, par rapport aux paires où le candidat masculin est répertorié en leur sexe. Dans la Figure 14, nous représentons les fréquences des premières le res des noms

gauche. Ces proportions ne sont respectivement que 15% et 9% parmi les candidats d'extrême droite. Hormis les candidats d'extrême droite, les candidats de tous les partis avaient en moyenne entre 52 et 54 ans, et les candidats étaient plus âgés que les candidates. Les candidats d'extrême droite étaient plus jeunes (environ 50 ans), et parmi eux, les candidates étaient plus âgées que les candidats. En n, une majorité de candidats hommes et femmes provenaient du secteur privé ou étaient retraités. Les fonctionnaires et les enseignants étaient sur-représentés parmi les candidats de gauche et d'extrême gauche, tandis que les professions intermédiaires étaient sur-représentées parmi les candidats de droite. Finalement, nous constatons qu'au sein de chaque parti, la candidate était située en tête du bulletin dans la moitié des cas. premier. Par souci de concision, nous nous concentrons à la fois sur la population complète des candidats et sur les sous-échantillons que nous utiliserons plus tard dans notre analyse. A n d'identi er les e ets causaux du traitement, notre estimation doit satisfaire la de leur parti dans leur circonscription. Ces sous-échantillons répondent à l'hypothèse SUTVA: bien qu'il soit possible que ces candidats soient a ectés par le statut de traitement des candidats des autres partis, ils ne peuvent pas être a ectés par le statut de traitement des autres unités de l'échantillon. Dans le tableau 5, nous testons systématiquement les di érences existant entre le groupe de traitement et le groupe de contrôle, à la fois sur l'ensemble de la population des candidats et sur les sous-échantillons d'intérêt. Pour ce faire, à l'aide d'un modèle logistique, nous régressons la variable binaire indiquant si la candidate apparaît en premier sur l'ensemble des caractéristiques individuelles. Dans l'ensemble, que nous considérions la population complète de candidats ou les sous-échantillons restreints, les caractéristiques des candidats n'expliquent que très peu (voire aucunement) la variance de la variable de traitement, et elles ne sont pas signi catives de fac ¸on jointe, même si nous détectons un e et pour quelques rares variables. de famille des candidats et des candidates, à la fois sur la population totale des candidats et sur nos sous-échantillons d'intérêt: dans tous les cas, les distributions sont remarquablement sim-

Table 5 :

 5 Déterminants du traitement (population totale et sous-échantillons)

	Sous-échantillons

  socioprofessionnelles. En particulier, les les bulletins disponibles sont ceux de candidats un peu plus jeunes, surtout parmi les candidats de gauche. Néanmoins, trois commentaires importants doivent être faits. Tout d'abord, la position de la candidate n'est pas prédictive de la disponibilité du bulletin de vote. Deuxièmement, si certaines di érences sont signi catives (de fait l'hypothèse nulle de nullité jointe des coe cients est rejetée pour la population totale des candidats, et pour les échantillons restreints de candidats d'extrême gauche et de gauche), elles expliquent une part très faible de la disponibilité des bulletins de vote. En n, aucun parti ne semble être sur-représenté dans l'échantillon.Par ailleurs, parmi les bulletins que nous observons, le traitement ne semble pas être être corrélé avec la décision de déclarer de l'information et avec le type d'information reportée (que nous classi ons en quatre catégories: expérience politique passée ou présente, âge, profession,

photographie). Sur les 1 139 bulletins de vote observés, 36% contiennent des informations sur au moins un candidat: 35% des bulletins rapportent des informations sur le candidat et 33% rapportent des informations sur la candidate. 26% des bulletins rapportent des informations relatives à l'expérience politique du candidat et 22% rapportent des informations relatives à l'expérience politique de la candidate. 5% des candidats masculins font état de leur situation professionnelle, alors que c'est le cas de 7% des candidates. Moins de 1% des candidats masculins et féminins déclarent leur âge. En n, environ 9% des candidats ont mis leur photo sur le bulletin de vote. Nous observons également que la décision de rapporter toute information est très corrélée entre les candidats masculins et féminins: sur 412 bulletins avec au moins une information, 88% rapportent des informations pour les deux candidats.

Table 6 :

 6 E et sur les voix rec ¸ues au premier tour

	(A)	XGauche Gauche	Droite	XDroite
	Candidate en premier	0.381	-0.291	-1.878	0.035
		(0.396)	(0.536) (0.536)*** (0.348)
	R 2	0.15	0.14	0.28	0.09
	N	1,188	1,341	1,391	1,893
	Contrôles individuels	N	N	N	N
	Caractéristiques du canton	N	N	N	N
	Première le re du nom de la femme	N	N	N	N
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	(B)	XGauche Gauche	Droite	XDroite
	Candidate en premier	0.084	-0.206	-1.589	0.066
		(0.350)	(0.480) (0.497)*** (0.327)
	R 2	0.35	0.32	0.40	0.22
	N	1,187	1,341	1,389	1,883
	Contrôles individuels	Y	Y	Y	Y
	Caractéristiques du canton	N	N	N	N
	Première le re du nom de la femme	N	N	N	N
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	(C)	XGauche Gauche	Droite	XDroite
	Candidate en premier	0.123	-0.149	-1.583	0.122
		(0.364)	(0.492) (0.511)*** (0.335)
	R 2	0.39	0.37	0.43	0.25
	N	1,187	1,341	1,389	1,883
	Contrôles individuels	Inter.	Inter.	Inter.	Inter.
	Caractéristiques du canton	N	N	N	N
	Première le re du nom de la femme	N	N	N	N
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	(D)	XGauche Gauche	Droite	XDroite
	Candidate en premier	-0.085	-0.206	-1.397	0.429
		(0.420)	(0.586) (0.581)** (0.378)
	R 2	0.43	0.41	0.49	0.38
	N	1,187	1,334	1,389	1,882
	Contrôles individuels	Inter.	Inter.	Inter.	Inter.
	Caractéristiques du canton	Y	Y	Y	Y
	Première le re du nom de la femme	Y	Y	Y	Y
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	Moyenne de la variable expliquée	10.66	28.44	34.91	25.79

Table 7 :

 7 Les bulletins sur lesquels de l'information est reportée gagnent plus de voix Chaque colonne inclut l'échantillon complet de bulletins que nous avons collecté. La variable expliquée est la part de voix rec ¸ue par la paire de candidats au premier tour de l'élection. Le panel (A) contrôle pour le nombre de candidats dans le canton, l'âge, la CSP et l'expérience politique des candidats et candidates. Le panel (B) contrôle pour les mêmes variables, mais interagit l'âge de l'homme et de la femme, leurs catégories socioprofessionnelle et leur expérience politique. Le panel (C) contrôle également pour le taux de chômage, l'âge moyen de la population, la part d'individus ayant au moins une licence et la part d'électeurs vivant en milieu rural dans le canton. Les erreurs standards sont clusterées au niveau du canton et sont indiquées entre parenthèses. * p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01 Dans le tableau 8, nous montrons comment les informations dévoilées sur le bulletin de vote a ectent la discrimination contre les femmes de droite au premier tour des élections. Pour ce faire, nous interagissons le traitement avec une variable indicatrice indiquant si un type d'information est disponible sur le bulletin de vote. Dans ce cas, nous observons que, pour les candidats de droite, la discrimination disparaît lorsque l'information est a chée sur le bulletin: alors que sur les bulletins sans information, la discrimination semble particulièrement élevée -avec environ 5 à 5,8 points de moins lorsque la candidate apparaît en premier -cet e et est totalement annulé quand au moins une information sur les candidats est révélée. Ce résultat est valable pour toutes les spéci cations, même en contrôlant pour des caractéristiques individuelles et locales. Par conséquent, il suggère la présence d'une discrimination statistique. Un tel constat pourrait s'expliquer par la représentation historiquement faible des femmes parmi les politiciens de droite -en e et, comme le montre la li érature sur le sujet (Beaman et al. (2009), De Paola, Scoppa, and Lombardo (2010)), être exposé à des femmes au pouvoir augmente la probabilité de voter pour elles dans le futur. De fait, le principal parti de droite a souvent préféré présenter des candidats masculins à di érents types d'élections -notamment lors des élections législatives de la décennie 2000 qui étaient soumises à des quotas de genrealors que les autres partis se sont plus souvent pliés à la règle.Explications alternatives et autres résultats Une explication alternative pourrait être que l'e et que nous mesurons ne re ète que les di érences de caractéristiques sous-jacentes qui existent entre les hommes et les femmes. Supposons que les électeurs croient que le premier candidat est le candidat principal et qu'ils n'ont pas de préférence sur le sexe de ce candidat. Si la qualité des candidatures féminines est inférieure à la qualité des candidats masculins et que les électeurs votent en fonction de la qualité du candidat principal présumé, le résultat observé pourrait ne re éter que ce e di érence de qualité sous-jacente entre candidats mas-

	(A) -Echantillon complet de bulletins disponibles	(1)	(2)	(3)	(4)
	Au moins une information	2.655
		(0.686)***
	Photo		1.408
			(1.000)
	Info expérience politique			3.279
				(0.749)***
	Info CSP				-0.801
					(1.123)
	R 2	0.56	0.55	0.56	0.55
	N	1,138	1,138	1,138	1,138
	Contrôles individuels	Y	Y	Y	Y
	Caractéristiques du canton	N	N	N	N
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	(B) -Echantillon complet de bulletins disponibles	(1)	(2)	(3)	(4)
	Au moins une information	2.438
		(0.710)***
	Photo		1.297
			(1.031)
	Info expérience politique			3.049
				(0.789)***
	Info CSP				-0.949
					(1.166)
	R 2	0.58	0.57	0.58	0.57
	N	1,138	1,138	1,138	1,138
	Contrôles individuels	Inter.	Inter.	Inter.	Inter.
	Caractéristiques du canton	N	N	N	N
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	(C) -Echantillon complet de bulletins disponibles	(1)	(2)	(3)	(4)
	Au moins une information	2.509
		(0.712)***
	Photo		1.346
			(1.059)
	Info expérience politique			3.151
				(0.792)***
	Info CSP				-0.876
					(1.157)
	R 2	0.58	0.57	0.58	0.57
	N	1,137	1,137	1,137	1,137
	Contrôles individuels	Inter.	Inter.	Inter.	Inter.
	Caractéristiques du canton	Y	Y	Y	Y
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y
	Régressions MCO.

Table 8 :

 8 L'information a ecte le niveau de discrimination auquel font face les candidates de droite De même, nous ne trouvons pas une plus grande part de votes blancs dans ces circonscriptions.En revanche, nous trouvons que les opposants à la paire de droite dans ces circonscriptions ont obtenu plus de voix au premier tour, lorsque la candidate de droite était inscrite en premier sur le bulletin de vote: dans une telle situation, les adversaires ont en moyenne obtenu entre 0,33 et 0,51 points de pourcentage de plus de voix. Par ailleurs, pour toutes les paires de candidats, nous véri ons si les parts de votes supplémentaires obtenues di èrent selon leur propre statut de traitement, c'est-à-dire selon la position de la candidate sur leur propre bulletin. Nos résultats suggèrent que même si les opposants ont rec ¸u plus de votes lorsqu'ils ont fait face à une paire de droite avec une candidate classée en tête, cet avantage n'a pas dépendu de la position de la candidate sur leur propre bulletin de vote. Ce résultat semble donc con rmer l'idée que la discrimination que nous identi ons est peu susceptible d'être une discrimination par les goûts: si cela avait été le cas, nous nous serions a endus à ce que les opposants rec ¸oivent moins de votes si leur propre candidate était inscrite en premier. Cependant, l'absence d'e et d'interaction entre le traitement et les caractéristiques de la population dans le canton pourraient re éter un e et d'agrégation, provenant du fait que di érents types de population pourraient faire l'objet d'une a ention limitée et de comportements discriminatoires 26 . Conclusion Parmi les nombreuses raisons qui pourraient expliquer pourquoi les femmes sont sous-représentées en politique, les biais de genre des électeurs sont souvent considérés comme un candidat potentiel. Alors que plusieurs études soutiennent que ces biais sont peu susceptibles de jouer un rôle, il est souvent di cile d'isoler leurs e ets, en raison de la présence de forts e ets de sélection. Dans cet article, nous isolons les biais de genre des e ets de sélection en utilisant une expérience naturelle en France. En utilisant le fait que les candidats des élections législatives de 2015 ont dû se présenter pour la première fois par binômes paritaires, et en prenant en compte le fait que l'ordre des candidats sur le bulletin de vote est déterminé par ordre alphabétique, nous montrons que le sexe du premier candidat sur le bulletin de vote est déterminé de fac ¸on quasi aléatoire. Ce cadre permet donc de démêler clairement les e ets de sélection et les biais de genre, puisque l'on compare des paires de candidats en moyenne similaires, mais qui ne di èrent que par l'ordre des candidats masculins et féminins sur le bulletin de vote. De fait, il semble di cile d'identi er les rôles respectifs des deux e ets parmi les di érentes catégories de population sur des données agrégées, ce qui suppose de faire appel à des expériences de laboratoire que nous réservons pour de futures recherches

	Part de voix au premier tour	(1)	(2)	(3)	(4)
	Candidate en premier	-4.962	-5.737	-5.813	-5.127
		(2.430)** (1.975)*** (2.029)*** (1.811)***
	Info Bulletin	-0.064	-2.435	-2.580	-2.846
		(2.068)	(1.782)	(1.899)	(1.733)
	Candidate en premier*Info Bulletin	5.292	7.521	7.584	6.710
		(2.931)* (2.649)*** (2.704)*** (2.545)***
	R 2	0.18	0.42	0.42	0.54
	N	165	165	165	165
	Contrôles individuels	N	Y	Inter.	Inter.
	Caractéristiques du canton	N	N	N	Y
	Nombre de candidats	Y	Y	Y	Y

  plus de 15 ans) des individus appartenant à chaque catégorie socioprofessionnelle. De même, nous considérons le taux de chômage parmi la population âgée de 15 à 64 ans. En n, nous reportons également la part d'immigrés dans la population totale de la municipalité. A partir de la version 2013 de la base INSEE sur le revenu disponible des ménages, nous collectons également des informations sur le revenu médian disponible par unité de consommation en euros au niveau de la commune (pour les communes de plus de 50 habitants). Toutes les variables susmentionnées ont également été collectées pour 2006, a n de capturer l'évolution des municipalités autour de la crise nancière et économique de 2008. En n, toujours grâce à l'INSEE, nous recueillons également des informations sur le type de chaque commune, qu'elle soit une commune-centre, de banlieue, indépendante ou rurale. Par ailleurs, nous contrôlons pour les caractéristiques politiques des municipalités en question, grâce aux données du Répertoire National des Elus. Cet ensemble de données fournit des informations sur la profession du maire, son âge, et son a liation politique. Fait important, les données du CIMADE reportent simultanément les CAO créés avant l'évacuation nale et ceux qui ont été créés entre septembre et octobre 2016. Nous interprétons donc globalement ces CAO comme étant des centres ayant accueilli des migrants à n'importe quel moment entre octobre 2015 et octobre 2016. De fac ¸on importante, ce e source indique également la capacité des centres au mois d'octobre 2016. Les données de la CIMADE n'étant pas o cielles, il est probable que des CAO n'y soient pas signalés: un tel biais est susceptible de réduire arti ciellement les di érences observées entre les municipalités traitées et non-traitées, et de biaiser nos estimateurs vers renforcer le vote en faveur du Front National. C'est a n de contourner ces biais potentiels que nous proposons d'instrumenter la localisation des CAO par le nombre de lits disponibles en villages vacances. En e et, même si plusieurs types de lieux ont été pris en compte par le gouvernement, un accent particulier a été mis sur les villages vacances, notamment ceux détenus par La Poste ou EDF) (Libération (2016)). Nous soutenons qu'en contrôlant pour le tourisme global (c'est-à-dire le nombre de places dans les hôtels), les villages vacances constituent un bon instrument pour a eindre une variation exogène de la localisation des migrants (dans la mesure où ces villages ont été mis en place bien avant la crise des migrants -leur stock de lits est fortement persistant dans le temps -et ont un fonctionnement saisonnier). Nous modélisons notre régression de première étape par un modèle Probit, et supposons que plus il y a de lits de village vacances dans une municipalité, plus la probabilité que ce e dernière accueille un CAO est élevée. L'équation est la suivante:

	A n d'évaluer dans quelle mesure les maires étaient favorables à l'accueil de migrants,
	nous utilisons une liste de maires qui se sont déclarés être prêts à accueillir des migrants	à
	partir de septembre 2015. Cet ensemble de données, provenant de France Télévision (France
	Télévision (2015)), n'est ni o ciel ni exhaustif, mais contient 417 municipalités.
	A n de contrôler pour la structure de la population municipale, nous exploitons les données
	de recensement de 2013, produites par l'INSEE. En particulier, nous considérons la population

2017 au niveau municipal proviennent du Ministère de l'Intérieur. La localisation et la taille des villages vacances sont issues de l'enquête 2016 sur les capacités touristiques au niveau communal réalisée par l'INSEE. À partir de la même source de données, nous collectons également le nombre de lits d'hôtel par commune, que nous introduisons comme un contrôle approximant le potentiel touristique de chaque municipalité. totale, la part de logements vacants, de propriétaires et de logements sociaux pour chaque municipalité. Nous recueillons également la part de personnes âgées de 15 à 29 ans, 30 à 44 ans, 45 à 59 ans, 60 à 74 ans, ou de plus de 75 ans, ainsi que la part (parmi la population âgée de Le gouvernement franc ¸ais n'ayant pas fourni d'informations o cielles sur l'emplacement des CAO, nous utilisons un ensemble de données non-o cielles, provenant de la CIMADEune association franc ¸aise travaillant avec les migrants -qui, basée sur les médias locaux et les associations, a indiqué l'emplacement de 203 CAO à la n du mois d'octobre 2016. Ce chi re est beaucoup plus faible que celui fourni par le gouvernement, qui est de 374 en février 2017 (Ministère de l'Intérieur (2017)). Cependant, le nombre de lits disponibles dans les CAO rapporté par le CIMADE (7 585) correspond approximativement au nombre de migrants qui ont été déplacés lors du démantèlement d'octobre 2016.

  instrumentation, nous e ectuons plusieurs tests supplémentaires. En particulier, nous montrons qu'avant le démantèlement du camp de Calais, les municipalités avec un CAO ne semblaient pas être sur des pré-tendances électorales di érentes des municipalités sans CAO, et que contrôler pour les évolutions passées du vote FN n'a ecte pas nos résultats. Nous montrons également que nos résultats ne sont pas di érents si nous instrumentons par le nombre de lits de villages vacances en 2014. En n, nous e ectuons un test de falsi cation en utilisant le cas particulier de la Corse: bien que ce e région compte plusieurs villages vacances, aucun CAO n'y a été installé. Pourtant, dans ce e région, nous ne trouvons pas que les municipalités ayant un plus grand nombre de lits dans les villages vacances ont eu des tendances de vote di érentes pour le Front National entre 2012 et 2017. 29 En n, nous étudions la présence d'e ets de di usion liés à l'exposition aux migrants en estimant l'e et de la distance au CAO le plus proche (en utilisant des rayons de 5 km, 10 km et 15 km autour d'un cente). A n d'estimer ces e ets de fac ¸on non-biaisée, nous devons supposer que la décision de créer un CAO dans une municipalité donnée est sans rapport avec la politique dans les localités avoisinantes dans un rayon de 5 km, 10 km et 15 km. Ce e hypothèse semble justi ée compte tenu du nombre élevé d'observations et est renforcée par l'examen de nos résultats empiriques: l'estimation de β 1 n'est que légèrement a ectée lorsque nous contrôlons pour la distance au CAO le plus proche. Nous constatons également que ces municipalités sont plus grandes, plus proches des autres centres de migrants, et qu'elles disposent de plus de chambres d'hôtel et de logements vacants. Leur population, qui a un revenu médian inférieur et une part de chômage plus élevée, est également plus jeune, comprend plus d'immigrés et comporte plus de béné ciaires de logements sociaux. Les migrants semblent avoir été répartis de manière égale entre les municipalités au centre des unités urbaines, des banlieues et des municipalités rurales. La plupart de ces municipalités avaient des maires de droite ou de gauche, qui étaient également un peu plus jeunes, plus susceptibles de travailler dans des professions libérales et moins susceptibles d'être retraités. Cependant, ces e ets sont largement in uencés par des e ets de composition. En e et, si nous régressons la probabilité d'avoir un CAO sur ces variables ainsi que sur des e ets xes au niveau du département dans un modèle Probit, seules quelques variables a ectent signi cativement la probabilité d'avoir un CAO. Dans l'ensemble, les seules variables signi catives au seuil de 5% sont: le nombre de lits dans les villages vacances, la distance au centre de migrants permanent le plus proche, la volonté a chée de recevoir des migrants, la part des agriculteurs et la localisation de la municipalité dans une zone rurale. Deux variables supplémentaires sont signi catives au seuil de 10%: le nombre de logement vacants et la proportion de personnes âgées de 15 à 29 ans en 2013. Fait intéressant, une fois tous ces facteurs contrôlés, la présence d'un CAO n'est pas corrélée avec part de vote FN en 2012.Dans le tableau 9, nous constatons que si le coe cient de l'instrument est a ecté par la présence de contrôles, sa magnitude et sa signi cativité demeurent importants. Notre régression de première étape indique un e et fortement positif du nombre de lits de village vacance sur la probabilité d'accueillir un CAO, et la F-stat de l'instrument est supérieure à 15, ce qui est beaucoup plus élevé que le seuil généralement admis de 10 et les directives d'instrument faibles fournies par[START_REF] Stock | Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression[END_REF].

	Résultats

empiriques Résultats principaux Une première question importante est liée à l'ampleur des a ux dans chacune des 203 municipalités pour lesquelles nous observons un CAO. Tout d'abord, sur la base des données fournies par le CIMADE, nous trouvons qu'une municipalité qui recevait des migrants dans des CAO disposait en moyenne de 36 lits (écart type de 26, le minimum étant égal à 2 et le maximum étant égal à 150). Ces communes comptaient en moyenne 17 lits pour 1000 habitants (écart type de 36, avec un minimum de 0,06 et un maximum de 251). Les municipalités avec et sans CAO di èrent fortement. Tout d'abord, les municipalités dotées d'un CAO comptent beaucoup plus de lits dans les villages vacances que les autres municipalités. Elles ont également plus de chances d'être parmi les municipalités dont le maire a déclaré publiquement être disposé à accueillir des migrants, et leur vote FN était plus faible en 2012.

Table 9 :

 9 Résultats principaux de l'impact de l'accueil de migrants sur le vote en faveur du Front National p<0.1, * * p<0.05, * * * p<0.01Les colonnes 1 et 2 reportent les coe cients d'une régression probit de première étape, où la variable binaire indiquant la présence d'un CAO dans une municipalité est régressée sur 1+log du nombre de lits en villages vacances. La colonne 1 n'inclut pas de contrôles, alors que la colonne 1 contrôle pour les caractéristiques socio-démographiques des municipalités (en 2013 et en évolution entre 2006 et 2013), le log du nombre de chambres d'hôtels, la volonté a chée du maire d'accueillire des migrants, le log de la distance au centre pour migrants le plus proche, l'évolution du nombre de places en CA, le parti du maire, les caractéristiques de ce dernier, ainsi que des e ets xes par département. La colonne 3 présente les résultats d'une régression MCO où la di érence du log des part de vote FN entre 2012 et 2017 est régréssée sur la présence d'un CAO et la totalité des contrôles. Les colonnes 4 et 5 présentent les résultats de l'estimation par variable instrumentale, où l'estimation de première étape correspond à l'estimation présentée dans la colonne 2. Chacune de ces régressions inclut la totalité des contrôles présentés ci-dessus, et la colonne 5 contrôle pour la présence d'un CAO dans di érents rayons. Les erreurs standards sont clusterées au niveau du département et sont présentées entre parenthèses.Dans le cadre de notre analyse principale, nous menons également des régressions caractérisant l'hétérogénéité des résultats. Pour ce faire, nous interagissons notre traitement avec di érents indicateurs au niveau municipal, a n de tester si des communautés ayant certaines caractéristiques répondent di éremment à l'arrivée de migrants. En particulier nous montrons que la baisse de croissance du vote FN associée à l'accueil de migrants est plus prononcée dans les endroits où la proportion de jeunes et d'immigrés au sein de la population est plus élevée.Cependant, nous constatons une diminution plus faible dans les municipalités dont les maires se sont portés volontaires pour accueillir les migrants. En n, nous ne trouvons pas que l'e et du traitement est di érent dans les endroits où le vote FN était historiquement bas, ou selon la taille des municipalités.

		(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
		Pr(CAO) Pr(CAO)	∆ F N	∆ F N	∆ F N
	log(1 + LitsV V )	0.155 * * * 0.099 * * *
		(0.017)	(0.025)
	CAO			-0.020 * * * -0.157 * * * -0.161 * * *
				(0.007)	(0.033)	(0.033)
	Dispersion (5 kms)					-0.018 * * *
						(0.006)
	Dispersion (10 kms)					-0.003
						(0.004)
	Dispersion (15 kms)					-0.003
						(0.003)
	Régression	Probit	Probit	MCO	IV	IV
	Contrôles	Non	Oui	Oui	Oui	Oui
	E ets Fixes Département	Non	Oui	Oui	Oui	Oui
	Observations	33625	26813	27938	26812	26812
	R 2 Ajusté			0.118	0.114	0.114

*

d'autres comme[START_REF] Rosanvallon | La contre-démocratie. La politique à l'âge de la dé ance[END_REF] le dé nissent comme une "pathologie de la démocratie électorale-représentative, et plus encore, comme pathologie de la contre-démocratie". En outre, si les dé nitions générales du populisme peuvent s'appliquer à de nombreuses dimensions du spectre idéologique, elles sont souvent associées en Europe à des mouvements d'extrême droite, notamment depuis le début des années 2000 et la percée électorale du Front National en France, ou de Pym Fortuyn aux Pays-Bas En France, le Front National a pu être quali é de parti "national-populiste" depuis les travaux de[START_REF] Taguie | La rhétorique du national-populisme [Les règles élémentaires de la propagande xénophobe[END_REF]. Comme rappelé par[START_REF] Winock | Populismes franc ¸ais[END_REF], un tel concept fait partie d'une distinction plus large entre "populisme protestataire" et "populisme identitaire", le premier opposant "ceux d'en bas" à "ceux d'en haut", et le second opposant "ceux d'ici" à "ceux d'en face". Dans ce e perspective, le Front National, créé par Jean-Marie Le Pen, qui appartenait auparavant au mouvement poujadiste, peut être vu comme un exemple de ce e synthèse, qui prétend défendre le peuple franc ¸ais contre les étrangers, les immigrants et le pouvoir en place.

Nous remercions Tommaso Giommoni d'avoir partagé avec nous ses données sur les accusations criminelles des politiciens locaux italiens. Les données ont été recueillies systématiquement à travers la plateforme Factiva, en examinant des mots clés identi ant des accusations criminelles liées au nom d'un politicien local. Si un maire est accusé après la n de son mandat pour un crime ayant eu lieu alors qu'il était en fonction, nous considérons que l'accusation est valable pour la période au cours de laquelle le maire était en fonction. Pour plus de détails sur ce e mesure, voir[START_REF] Giommoni | Exposition to Corruption and Political Participation: Evidence from Italian Municipalities[END_REF].

e et, étant donné que les électeurs étaient généralement habitués à voter pour un seul candidat et un remplac ¸ant, il est peu probable que les nouvelles règles aient été pleinement comprises par tous. Comme l'a reconnu l'IFOP quelques semaines avant les élections, ces élections ont été caractérisées par une "information insu sante" et "l'introduction du principe des binômes [est venu] brouiller des repères établis de longue date" dans l'esprit des électeurs (IFOP (2015)). Par conséquent, toute di érence observée entre des binômes où l'ordre d'apparition de l'homme et de la femme est di érent signi erait que nous observons deux phénomènes. Premièrement, une a ention limitée de la part de certains électeurs, telle que dé nie par DellaVigna(2009).En e et, puisque que les destins des deux candidats sur un bulletin de vote sont liés, si tous les électeurs connaissaient parfaitement les règles des élections, nous ne devrions trouver aucun e et de traitement. Deuxièmement, un biais de genre pur provenant de ces électeurs.L'identi cation de ce biais est rendue possible grâce à plusieurs caractéristiques particulièrement intéressantes de notre cadre d'analyse. Tout d'abord, a n de faire respecter la stricte parité dans les conseils départementaux, il y a exactement autant de candidats que de candidates. Deuxièmement, bien que les caractéristiques des candidats masculins et féminins sont en moyenne di érentes, nous montrons que les caractéristiques des candidats ne perme ent pas de prédire si le candidat masculin ou féminin apparaît en premier sur le bulletin de vote. L'e et que nous mesurons est donc peu susceptible d'être a ecté par des biais de sélection, puisqu'il consiste à comparer si des paires en moyenne identiques se comportent en moyenne di éremment lorsque le candidat masculin ou féminin apparaît en premier sur le bulletin de vote. De plus, notre stratégie d'identi cation est renforcée par le fait que les partis n'ont visiblement pas placé stratégiquement les candidats masculins et féminins en fonction de leur nom de famille a n, par exemple, de placer le candidat masculin en tête du scrutin: en effet, la répartition des premières le res des noms de famille masculins et féminins est identique

Par abus de langage, nous appelons par la suite "partis" les catégorisations d'extrême-gauche, gauche, droite et extrême-droite décrites ci-dessus

La spéci cation la plus simple n'est signi cative qu'au niveau de 10%, et l'e et de traitement n'est plus signi catif lorsque nous incluons des variables de contrôle -même si les coe cients bougent peu.

Et de fait, nous ne trouvons aucun e et du traitement au second tour, ce qui peut expliquer la baisse de signi cativité sur l'e et global

Régressions MCO. Chaque colonne considère uniquement le sous-échantillon de paires de droite pour lesquelles nous avons pu observer un bulletin. La variable expliquée est la part de voix rec ¸ue au premier tour de l'élection. La colonne (1) contrôle uniquement pour le nombre de candidats dans le canton. La colonne (2) contrôle également pour l'âge, les catégories socioprofessionnelles et l'expérience politique des candidats et candidates. La colonne (3) contrôle pour ces mêmes variables en interagissant l'âge de l'homme et la femme, leur CSP et leur expérience politique. La colonne (4) ajoute à ces contrôles le taux de chômage, l'âge moyen de la population, la part d'individus détenant au moins une licence et la part d'électeurs vivant en milieu rural dans le canton. Les erreurs standard robustes sont entre parenthèses. * p < 0.1; ** p < 0.05; *** p < 0.01 et féminins ne semble pas être à l'origine de l'e et que nous détectons.Par ailleurs, une question clé est de comprendre où sont passés ces votes perdus par les paires de candidats de droite. Une première hypothèse est que les électeurs qui ont discriminé ne se sont pas présentés le jour de l'élection, ce qui a abouti à une abstention di érentielle.Ce e hypothèse ne peut être exclue, puisque tous les électeurs rec ¸oivent les bulletins de vote et les programmes électoraux de tous les candidats chez eux. Une deuxième hypothèse est que les électeurs qui auraient pu voter pour la paire de droite si le candidat masculin avait été listé en premier, ont nalement décidé de ne voter pour personne: dans ce cas, on s'a endrait à une augmentation des bulletins blancs et nuls. En n, les électeurs ont pu voter pour une autre paire de candidats: dans ce cas, on s'a endrait à une augmentation de la part de votes en faveur des autres candidats.Nous testons ces hypothèses, en nous concentrant sur les circonscriptions où une seule paire de droite s'est présenté. Les résultats indiquent que l'abstention n'a pas été di érente dans les circonscriptions où la candidate de droite gurait en tête du bulletin et celles où elle gurait en deuxième position. Ce résultat con rme que les décisions conduisant à une plus faible proportion de voix pour les candidats de droite semblent avoir été prises le jour même

sont pas également a ectés par des biais de genre. En e et, le fait de ne pas détecter de discrimination pour d'autres partis pourrait également s'expliquer par des di érences en termes d'a ention limitée. Deuxièmement, comme ce e a ention limitée semble être au coeur de notre résultat, il est crucial de comprendre quels sont ses déterminants. En e et, comme le reconnaît DellaVigna (2009), comprendre les ressorts de ce phénomène implique de connaître le coût d'acquisition d'informations pertinentes à la prise de décision -dans notre cas, ces informations sont les règles électorales. Bien que notre cadre d'analyse nous empêche d'approfondir ce e question, nos résultats soulèvent d'importantes questions sur la fac ¸on dont les règles électorales et l'action gouvernementale sont perc ¸ues par les citoyens.Troisièmement, puisque les informations disponibles sur le bulletin de vote le jour de l'élection semblent a ecter à la fois les performances électorales globales des candidats et la discrimination à laquelle les femmes sont confrontées, une ré exion plus large devrait être accordée à la conception des bulletins électoraux.En n, le fait que les discriminations de genre en politique et sur le marché du travail soit liées suggère que les politiques visant à réduire la discrimination devraient aborder simultanément ces di érents aspects.

Voir par exemple La Croix (2017), BBC (2017) et LeMonde (2017), entre autres.

les centres CADA, HUDA, AT-SA, CPH et PRAHDA. Les données les plus détaillées concernent les CADA, pour lesquels nous disposons du nombre de places entre 2012 et 2016 sur une base annuelle. Cela nous permet de calculer l'évolution du nombre de places en CADA au niveau de la municipalité durant ce e période. En combinant toutes ces informations avec un ensemble de données SIG des communes franc ¸aises (fournies par l'IGN), nous calculons, pour chaque commune, la distance au centre le plus proche parmi les di érents CADA, HUDA, AT-SA, CPH et PRAHDA. De plus, nous utilisons également ces données SIG pour calculer, pour chaque municipalité, la distance au CAO le plus proche, utilisée pour estimer les e ets de di usion. En n, a n de déterminer si nos résultats peuvent être a ribués à une variation de l'activité économique au niveau local, nous utilisons un jeu de données fourni par Trendeo -Observatoire de l'investissement et de l'emploi (2017), qui report les destructions et créations d'emplois au niveau municipal en France entre janvier 2009 et juin 2017. Cet ensemble de données fournit ainsi un indicateur de la dynamique locale de l'emploi au niveau municipal à une fréquence plus élevée que les indicateurs traditionnels. Cependant, dans le contexte de notre étude, il est susceptible de sou rir de deux inconvénients. D'une part, ces données reposant sur une veille de média locaux, les créations et destructions d'emploi de faible d'ampleur ont moins de chance d'être mesurés. D'autre part, ces données sont susceptibles de représenter plus dèlement les dynamiques de l'emploi au niveau de la zone d'emploi qu'au niveau de la municipalité, qui est l'unité administrative d'intérêt dans cet article. Nous n'incluons donc pas ces données dans notre analyse principale, mais nous étudions leur relation avec la relocalisation des migrants dans une analyse complémentaire.28. h p://www.infocao.net/

En fait, dans le cas général, nous ne trouvons pas de corrélation signi cative entre le nombre de lits dans les villages de vacances et l'évolution du vote du Front National entre 2017 et 2012.

zéro. Nous utilisons par ailleurs une seconde source de données, provenant du site InfoCAO 28 un site web de deux associations qui aident les migrants de Calais (L'Auberge des Migrants et Utopia 56), qui indique l'emplacement de 375 CAO en France, sans toutefois rapporter la taille des centres. L'utilisation de cet ensemble de données fournit des résultats très similaires à ceux de notre spéci cation principale.

Grâce aux données fournies par la CIMADE, nous avons également recueilli des informations sur la présence d'autres types de centres de migrants (en date de juillet 2017), notamment

Spéci cations et résultats