Marion Maudet

Quantifier la confiance et le consentement à l'ère du Covid-19 Auteurs

Introduction

La crise épidémique de Covid-19 et les mesures adoptées par les pouvoirs publics dans la plupart des pays occidentaux constituent un terrain d'observation privilégié de l'évolution des rapports entre les gouverné•es et l'Etat. Dès le début de l'année 2020, la confiance dans les pouvoirs publics a été présentée comme une clef essentielle pour la réussite des politiques de prévention et de contrôle de l'épidémie [START_REF] Han | Trust in government and its associations with health behaviour and prosocial behaviour during the COVID-19 pandemic[END_REF][START_REF] Hartley | Policymaking in a low-trust state: legitimacy, state capacity, and responses to COVID-19 in Hong Kong[END_REF]. Utilisée par des disciplines telles que la sociologie, la science politique ou encore l'économie, la confiance est une notion dont la polysémie peut être source de confusion. Dans les travaux de sciences sociales, elle a été étudiée comme la capacité à s'en remettre aux autres (confiance interpersonnelle) ou à s'en remettre aux institutions (confiance institutionnelle) [START_REF] Luhmann | Trust and Power[END_REF][START_REF] Luhmann | Trust and Power[END_REF]). Dans un contexte où les pouvoirs publics se sont fortement impliqués dans la gestion de la crise épidémique, le lien entre confiance institutionnelle et respect des mesures sanitaires est devenu crucial et peut être analyser à travers trois mécanismes. A un premier niveau, les personnes qui font confiance aux institutions sont plus susceptibles de croire aux messages que celles-ci promeuvent (Marien and Hooge, 2011), notamment pour endiguer l'épidémie. Deuxièmement, les personnes qui ne font pas confiance au gouvernement peuvent considérer le refus de se conformer à ses injonctions comme un acte politique de résistance (Zmerli & Meer 2017). Troisièmement, les personnes défiantes à l'égard des pouvoirs publics peuvent aussi être davantage sensibles à des sources d'information qui présentent les messages officiels comme faux ou dangereux [START_REF] Jennings | Lack of Trust, Conspiracy Beliefs, and Social Media Use Predict COVID-19 Vaccine Hesitancy[END_REF]. Plusieurs enquêtes ont montré que l'adhésion aux mesures préventives à l'égard du Covid était étroitement dépendante de la confiance dans le gouvernement [START_REF] Plohl | Modeling compliance with COVID-19 prevention guidelines: The critical role of trust in science[END_REF], notamment dans le domaine de la vaccination (Allington et alii., 2021 ;[START_REF] Trent | Trust in government, intention to vaccinate and COVID-19 vaccine hesitancy: A comparative survey of five large cities in the United States, United Kingdom, and Australia[END_REF]. Dans beaucoup de ces contributions, il est le plus souvent admis implicitement qu'un haut niveau de confiance dans les pouvoirs publics induit mécaniquement une forte propension à consentir à leurs injonctions. Pourtant, il n'y a pas nécessairement d'équivalence entre adhésion et participation : accepter la légitimité du pouvoir ne se traduit pas nécessairement par des manifestations visibles et à l'inverse, prendre part à des rassemblement pour acclamer des gouvernants ne vaut pas nécessairement approbation [START_REF] Mariot | Pourquoi il n'existe pas d'ethnographie de la citoyenneté[END_REF]. Ainsi, se conformer aux injonctions des institutions étatiques peut reposer sur des formes d'apathie, de conformisme ou de remise de soi. Il en découle la nécessité de distinguer clairement la confiance institutionnelle qui renvoie à la croyance que l'institution est capable de remplir ses fonctions et d'incarner l'intérêt général, et le consentement aux institutions qui renvoie à la propension à se conformerou nonaux injonctions qu'elles prescrivent. Alors que ce lien a été largement étudié par les historiens et les anthropologues, notre objectif dans cet article est de l'étudier par le biais d'une enquête par questionnaire en centrant l'attention sur la possible corrélation entre confiance et consentement dans le rapport aux institutions. Dans cette perspective, il s'agit de construire des catégories pertinentes pour saisir ces deux dimensions, en gardant en mémoire que les données quantitatives récoltées dans un questionnaire d'enquête sont toujours le produit du codage statistique des déclarations d'individus à un moment donné : comment appréhender statistiquement et a posteriori la transgression d'une règle ? Comment saisir plusieurs semaines plus tard les négociations et bricolages autour d'une mesure ? De quelle manière l'analyse statistique est-elle utile pour penser l'articulation entre (non-)adhésion et (non-)participation ?

Le lien entre confiance et consentement a déjà été exploré dans d'autres études sur la crise épidémique, notamment pour souligner que l'adhésion à certaines mesures sanitaires ne signifie pas nécessairement le soutien à l'ensemble de la politique du gouvernement durant la crise épidémique [START_REF] Peretti-Watel | Huis-clos avec un virus. Comment les Français ont-ils vécu le premier confinement[END_REF]. En outre, face aux mesures préconisées, les gouverné•es peuvent négocier, tricher, contourner (en prolongeant une durée de sortie par exemple), ou ignorer qu'ils et elles sont en train de contrevenir aux consignes sanitaires largement diffusées [START_REF] Mariot | Avez-vous votre attestation ? Petits arrangements avec les règles de sortie[END_REF]. Les travaux sur le rapport à la probité ont d'ailleurs monté qu'il existe une relative autonomie entre les jugements portés sur les institutions et les pratiques qui se rapportent à leurs préconisations (Chiche et alii., 2010). Notre objectif dans cet article est alors de montrer comment les liens entre confiance et consentement peuvent être appréhendés et opérationnalisés dans une enquête statistique et de quelle manière l'analyse quantitative met au jour l'articulation nécessaire, mais délicate, entre ces deux rapports.

L'étude des liens entre confiance institutionnelle et consentement est menée à partir d'une analyse statistique qui s'inscrit dans la perspective d'une sociologie de la quantification [START_REF] Desrosières | Pour une sociologie historique de la quantification[END_REF][START_REF] Gollac | Des chiffres insensés ? Pourquoi et comment on donne un sens aux données statistiques[END_REF][START_REF] Héran | L'assise statistique de la sociologie[END_REF]. Elle s'appuie sur l'exploitation d'une enquête d'une ampleur sans équivalent en France sur l'épidémie de Covid, l'enquête « Épidémiologie et Conditions de vie » (voir encadré). Grâce à cette enquête, on peut mesurer la confiance dans la capacité des pouvoirs publics à résoudre la crise épidémique, ainsi que la propension des individus à se conformer aux mesures préconisées par les institutions, notamment concernant la restriction des sorties lors du premier confinement au printemps 2020 et l'obligation du port du masque dans la rue et dans les espaces intérieurs à l'automne de la même année. L'approche des modes de transgression ou de contournement des règles sanitaires a été particulièrement délicate à mener, dans la mesure où il n'était ni possible, ni souhaitable, de poser directement la question de savoir si les enquêté.es avaient respecté les mesures imposées. Ce sont donc par des modes de catégorisation détournées que nous avons approché ces dimensions, que l'on exposera au début de l'article. Le cas de la France durant la première vague d'épidémie de Covid 19 est particulièrement intéressant puisqu'il s'agit d'un pays où le niveau de confiance dans les institutions était plutôt faible au moment du déclenchement de la crise (Eurofound, 2020 : 54) et où des mesures très strictes ont été adoptées par les pouvoirs publics : confinement généralisé en mars 2020, puis ouverture partielle des établissements scolaires et des commerces, obligation du port du masque dans certains lieux, injonction puis incitation au télétravail ou encore fermeture des établissements d'enseignement supérieurs et des restaurants en sont quelques exemples.

Dans une première partie, on commence par exposer la spécificité d'une mesure statistique des rapports de confiance et de consentement à l'égard des institutions, en soulignant les enjeux liés au questionnaire, au panel et aux catégories utilisées. On montre ensuite que la confiance institutionnelle est étroitement liée un ensemble de déterminants sociaux dont l'influence ne dépend pas de la façon dont la question est formulée. On s'interroge enfin sur le lien qui peut être établi entre le fait de se dire confiant•e envers les institutions et celui de se conformer aux mesures sanitaires qu'elles préconisent ou imposent. En mettant en lumière l'autonomie relative entre ces deux dimensions, l'article souligne l'importance des présupposés méthodologiques qui sous-tendent les différentes façons de mesurer le rapport aux pouvoirs publics et la variété des usages pratiques pouvant découler de l'application d'une même règle.

Encadré : L'enquête Épidémiologie et Conditions de vie (EpiCov)

L'enquête EpiCov a été élaborée par l'Institut national de la santé et de la recherche médicale (Inserm) sous la responsabilité de Nathalie Bajos, directrice de recherche à l'Inserm et Josiane Warszawski épidémiologiste à l'Université Paris-Saclay autour d'une équipe composée de sociologues et épidémiologistes2 .

Elle a été conduite en collaboration avec la DREES, Santé publique France et l'Institut national de la statistique et des études économiques (Insee) dans le contexte de la pandémie de Covid-19. Son objectif est double : estimer d'une part la dynamique de l'épidémie à un niveau national et départemental, ainsi que les facteurs d'exposition au virus ; étudier d'autre part les répercussions du confinement et de l'épidémie sur les conditions de vie. Quelques questions d'opinion ont été ajoutées, d'abord sur le rapport aux pouvoirs publics et aux scientifiques, puis sur la vaccination.

Un échantillon de 132 000 personnes âgées de 15 ans et plus, tiré aléatoirement de la base de données fiscales de l'Institut national de la statistique et des études économiques (INSEE), qui couvre plus de 95 % de la population vivant en France mais exclut les personnes vivant en milieu institutionnel, a répondu à une première enquête entre le 2 mai et le 2 juin 2020, soit pendant le premier confinement puis à une deuxième enquête entre le 26 octobre et le 9 décembre 2020. Une deuxième vague a été réalisée du 30 octobre au 15 décembre 2020, à laquelle 107 808 répondants ont participé (81,7 % des répondants de la première vague de l'étude). La présente contribution s'appuie principalement sur les données de la première vague, en y ajoutant certains résultats de la deuxième vague, notamment concernant le port du masque. La deuxième vague de l'enquête a été conduite environ six mois après la première, dans un contexte de « confinement partiel » (du 30 octobre au 15 décembre) prévoyant des contraintes moins strictes que lors du premier.

Les individus vivant en France métropolitaine ou dans trois des cinq territoires français d'outre-mer ont été sélectionnés aléatoirement dans la base de sondage administrative FIDELI qui fournit les adresses postales de tous les individus, et une adresse électronique ou un numéro de téléphone pour 83% d'entre eux. L'échantillonnage a été stratifié sur deux critères : la zone administrative (départements équivalents aux comtés) et la zone géographique administrative (départements et trois territoires d'outre-mer), et un indicateur binaire de pauvreté défini sur la base d'un seuil de 60% du revenu national médian par habitant. On a surreprésenté les départements les moins densément peuplés et les personnes aux revenus les plus faibles, pour lesquelles on s'attendait à des taux de réponse plus faibles. Les personnes ont été invitées à répondre au questionnaire en ligne, ou par téléphone pour celles qui n'avaient pas d'accès à Internet. La durée moyenne du questionnaire a été estimée à 35 minutes. Un échantillon aléatoire de 10% des personnes ayant accès à Internet a été interrogé par téléphone afin de prendre en compte les possibles effets liés au mode de collecte.

Ce que les statistiques font à l'analyse de la confiance et du consentement

La notion de consentement a été largement développée dans la théorie politique, à la fois comme une garantie de liberté pour les gouvernés et comme une limitation de l'autorité des gouvernants [START_REF] Locke | Traité du gouvernement civil[END_REF]. Dans le domaine de la fiscalité, de nombreux travaux ont montré que le consentement à l'impôt était étroitement lié à la confiance accordée à l'Etat [START_REF] Alm | Measuring, explaining, and controlling tax evasion : lessons from theory,experiments, and field studies[END_REF][START_REF] Kleven | How can Scandinavians tax so much ?[END_REF]. Durant la crise épidémique, les mesures adoptées par les pouvoirs publics ont été l'occasion de réactiver les débats et spéculations fondées sur ces deux notions. Les appréhender à l'aide de l'outil statistique suppose d'expliciter les critères qui permettent de les mesurer et les implications méthodologiques qui en découlent.

1A) Pour une approche sociologique et quantifiée de la confiance institutionnelle

Depuis plusieurs décennies, la notion de confiance a émergé comme un concept cardinal en sciences sociales. L'enjeu a d'abord été d'expliquer les conduites et les pratiques en situation d'incertitude [START_REF] Luhmann | Trust and Power[END_REF][START_REF] Luhmann | Trust and Power[END_REF] ; [START_REF] Giddens | The Consequence of Modernity[END_REF], mais aussi le déclin tendanciel de la confiance envers les institutions et les élites politiques (Klingemann and Fuchs, 1995). Partant du constat que le niveau de confiance est plutôt faible en France par rapport à celui observé dans d'autres pays, les économistes [START_REF] Algan | La Société de Défiance[END_REF] défendent que la défiance et le manque de civisme seraient deux singularités caractéristiques de l'ensemble de la population, la défiance apparaissant comme la contrepartie de l'incivisme. Cet article propose de rompre doublement avec cette approche qui ne tient pas compte des variations selon les caractéristiques sociales et qui suppose un lien d'équivalence entre la confiance comme rapport symbolique et le civisme comme logique pratique.

De nombreux sondages reposant sur des échantillons représentatifs d'environ un millier de personnes ont permis de mesurer l'évolution des opinions concernant les décisions prises par les autorités publiques durant la crise épidémique (Peretti-Watel et alii., 2020 ;Ward et alii., 2020 ;Coconel, 2020a[START_REF] Coconel | Confinement, masques, chloroquine, vaccin : ce qu'en pensent les Français[END_REF]. Dans l'enquête Coconel qui se compose de quatre vagues, le rapport aux autorités est mesuré une première fois par des questions autour du confinement : est-ce une mesure excessive ? Devrait-il être assoupli ? Restreint-il trop les libertés individuelles ? etc. Il en ressort que les personnes interrogées se prononcent largement en faveur du confinement, tout en reconnaissant ses lourdes conséquences. Toutefois, les questions portant sur le manque de moyens hospitaliers révèlent qu'en dépit du consensus autour du confinement, les deux tiers des Français.es se déclarent critiques à l'égard de la stratégie de contrôle de l'épidémie. Lors de la troisième vague, trois semaines après le confinement, l'enquête aborde les opinions à l'égard du confinement, des masques, de la chloroquine et d'un éventuel vaccin, mais la notion de confiance n'est pas mentionnée dans les notes synthétisant les résultats (Coconel 2020a[START_REF] Coconel | Confinement, masques, chloroquine, vaccin : ce qu'en pensent les Français[END_REF]. L'enquête Vie en confinement (Vico), administrée en ligne du 15 avril au 10 mai 2020 sur un échantillon de 16 224 personnes, a également abordé les conséquences sociales de l'épidémie et des mesures sanitaires [START_REF] Mariot | Avez-vous votre attestation ? Petits arrangements avec les règles de sortie[END_REF]. Des questions ont été posées sur le contournement des règles du confinement (dépassement du temps des 60 minutes ou du kilomètre de périmètre alors en vigueur), en abordant explicitement le fait d'avoir triché, ou d'avoir « joué avec la limite », ce qui a pu induire des biais de désirabilité sociale.

Ces enquêtes portant sur le vécu du confinement et ses conséquences ont permis de mesurer l'évolution des appréciations concernant la politique adoptée pour endiguer l'épidémie, en réitérant des questionnaires de façon rapprochée dans le temps et grâce à des délais courts entre le moment de la passation et celui de la diffusion des résultats. Par comparaison, l'avantage considérable que présente une enquête comme Epicov réalisée en population générale repose sur l'ampleur de l'échantillon (132 000 personnes) et sa constitution par tirage aléatoire sur la base de données représentatives de la population. La contrepartie d'une telle richesse pour l'analyse est double. En premier lieu, le questionnaire ne peut être administré aussi fréquemment que des panels de sondages et il faut souvent attendre plusieurs semaines après la fin de la passation pour pouvoir disposer des premiers résultats. En second lieu, les finalités d'un tel dispositif de la statistique publique sont multiples et tendent à privilégier les enjeux relatifs à la santé et à l'exposition au virus, ce qui laisse une place circonscrite à la question de la confiance dans les institutions.

Lors de la première passation de l'enquête en mai 2020, un module consacré aux appréciations concernant les représentations de la gestion de la crise épidémique a été posé à une partie restreinte de l'échantillon (14 237 personnes tirées de façon aléatoire), car cet aspect apparaissait secondaire par rapport au reste du questionnaire visant à mesurer les inégalités sociales durant cette premier phase de l'épidémie. Les questions de ce module portaient sur les opinions à l'égard du confinement, des dépenses de santé et sur la confiance à l'égard des pouvoirs publics et des scientifiques. Notre analyse de la confiance institutionnelle repose sur l'exploitation de cette derniers question formulée en ces termes : « Pour résoudre la crise du coronavirus, est-ce que vous avez confiance dans les pouvoirs publics ? -Oui tout à fait, oui plutôt, non plutôt pas, non pas du tout ». Le choix de mesurer la confiance envers les « pouvoirs publics » plutôt qu'envers le « gouvernement » comme le font la plupart des autres enquêtes, visait à englober l'ensemble des agents et des institutions étatiques susceptibles d'intervenir dans la gestion de la crise, sans se limiter aux seuls ministres en poste. L'intérêt de disposer de quatre modalités est de pouvoir mesurer la confiance à partir d'une échelle d'intensité ou, en procédant par regroupements, de façon à obtenir une variable dichotomique opposant les personnes confiantes ou non confiantes dans les pouvoirs publics. Comme toute interrogation portant sur une opinion, cette question incite à la prudence car elle reste abstraite, et « peu impliquante » pour les répondant.es (Rault, 2015). Elle renvoie toutefois à une situation précise (la crise du coronavirus), ce qui la rend plus concrète que si elle portait sur la confiance en général (dans les institutions, ou dans les autres).

1B) Quantifier le consentement à partir des transgressions

Si la notion de confiance envers les institutions s'apparente à une opinion ou à un jugement symbolique, il n'en est pas de même concernant la notion de consentement qui renvoie à la logique pratique par laquelle les gouverné•es acceptent de se conformer à leurs obligations, en ayant plus ou moins conscience d'obéir à des injonctions.

De nombreux travaux historiques abordent la notion de consentement en recourant à la métaphore du contrat implicite : les gouverné•es coopèrent d'autant plus avec les institutions qu'ils sont sûr•es que les autres sont soumis aux mêmes contraintes et que les gouvernant•es honorent leurs engagements [START_REF] Levi | Of rule and Revenue[END_REF]. Contrairement à toute une tradition philosophique qui l'appréhende comme un acte d'adhésion libre et éclairé, de nombreux sociologues et anthropologues l'étudient comme une conduite mêlant étroitement volonté et rapport de domination. Dans son cours sur l'Etat, [START_REF] Bourdieu | Sur l'État-Cours au Collège de France[END_REF] insiste beaucoup sur le rôle de la puissance publique dans la production d'un consensus sur l'ordre social et d'un consentement à sa reproduction. Dans le contexte de crise épidémique, les contraintes imposées par les pouvoirs publics pour endiguer l'épidémie ont été très fortes au printemps 2020 puis se sont assouplies ensuite. La propension des individus à se conformer aux règles sanitaires peut se mesurer à l'aune de deux injonctions formulées par les pouvoirs publics à deux moments distincts, la première lors du confinement général de la population du 17 mars au 11 mai 2020, et la seconde, lors de la généralisation de l'obligation du port du masque à l'automne 2020.

Appréhender le consentement sous l'angle statistique soulève néanmoins plusieurs difficultés. Tout d'abord le questionnaire d'une enquête ne peut recueillir que des déclarations, ce qui constitue une mesure très indirecte des pratiques [START_REF] Béjin | La masturbation féminine : un exemple d'estimation et d'analyse de la sousdéclaration d'une pratique[END_REF][START_REF] Bozon | Observer l'inobservable : la description et l'analyse de l'activité sexuelle[END_REF]. De plus, la réponse à une question sur une pratique passée tend à occulter le contexte social, spatial et temporel au sein duquel cette pratique a pris place [START_REF] Mercklé | Les enquêtés mentent-ils ? Incohérences de réponse et illusion biographique dans une enquête longitudinale sur les loisirs des adolescents[END_REF]. Surtout, dans le cadre d'une enquête de la statistique publique, il n'a pas été possible de demander directement aux enquêté•es s'ils s'étaient abstenus d'appliquer les mesures sanitaires, car une telle formulation revenait à leur demander s'ils avaient commis une infraction, ce qui pouvait induire un biais de désirabilité sociale [START_REF] Beck | Les usages de drogues illicites déclarés par les adolescents selon le mode de collecte[END_REF]. L'analyse qui suit repose donc sur une construction a posteriori du consentement, en partant des informations disponibles sur le respect des règles en place (et donc, sur de possibles transgressions). Deux indicateurs de consentement sont retenus : le premier porte sur le respect des règles du confinement au printemps 2020 (première vague d'enquête) et le second s'appuie sur une mesure du port du masque à l'automne 2020 (deuxième vague).

Pour mesurer le consentement au premier confinement (du 17 mars au 11 mai 2020) qui prévoyait que toute la population reste à domicile et ne sorte que pour des raisons précises listées par voie de circulaire, il a fallu s'en tenir à des questions portant sur le motif et la durée des sorties. Une question portait sur la raison de la dernière sortie, en reprenant explicitement la liste des motifs autorisés sur l'attestation dérogatoire et en proposant un item « autre » 3 . Une deuxième question portait sur la durée de cette dernière sortie. On a considéré comme une marque de non consentement aux règles en vigueur toute réponse mentionnant, pour les sept derniers jours, un ou d'autres motifs que ceux listés dans le questionnaire (qui reprenaient ceux de l'attestation dérogatoire), ou une durée de sortie de plus d'une heure associée à des sorties pour motif sportif ou besoin des animaux de compagnie (temps légal autorisé lors du premier confinement pour ces motifs)4 . D'après cette approche, il apparaît que 8 % des enquêté•es ne se sont pas conformé•es aux injonctions du confinement de mai 2020, autrement dit sont sorti•es pour une durée de plus d'une heure dans le cas des motifs sorties ou besoin des animaux de compagnie, ou encore pour d'autres motifs que ceux cités sur l'attestation dérogatoire.

Pour mesurer la propension à se conformer à l'obligation du port du masque, on a demandé dans la deuxième vague du questionnaire si les personnes avaient porté le masque au cours des sept derniers jours dans différents lieux, publics ou privés5 . Plusieurs mois après le début de la crise épidémique, le contexte était alors très différent de celui du premier confinement et les conditions de réception des injonctions étatiques n'étaient plus les mêmes. Il en ressort que l'obligation du port du masque a été assez peu respectée dans les lieux privés : 49,3 % des personnes s'étant rendues chez des membres de leur famille n'habitant pas avec elles n'ont pas porté le masque et cette part atteint 68 % parmi les individus étant sortis dans le cadre d'une soirée à plus de six personnes6 . Il n'en est pas de même dans les lieux publics : 12 % des personnes sorties dans la rue au cours des sept derniers jours déclarent ne pas avoir porté le masque, cette part n'étant que de 4 % pour le lieu d'étude ou de travail7 . Un clivage très net existe donc entre des lieux où l'on s'arrange facilement avec la recommandation du port du masque (en famille, entre ami•es ou en soirée) et d'autres où la consigne est plus massivement respectéeou tout du moins plus souvent déclarée comme étant respectée (la rue, le travail ou le lieu d'étude).

Ces écarts reflètent à la fois des logiques pratiques et des rapports différents aux recommandations ou injonctions gouvernementales. Ils résultent également de différences dans le risque encouru de sanction en cas de non-conformité aux règles en place, ou encore dans les perceptions de ces risques. Dans les lieux publics, par exemple, la probabilité d'être confronté•e à un rappel à l'ordre est plus importante, de la part des forces de l'ordre ou de la population, et la crainte de la sanction peut expliquer en partie la plus grande application du port du masque. Le fait que plus de la moitié des personnes s'émancipent de cette mesure en présence d'ami•es ou de proches (qui ne partagent pas leur domicile) traduit à la fois l'absence de contrôle dans des lieux clos, et la conviction fortement répandue que le risque d'être contaminé•e est moindre en présence de personnes que l'on connaît et en qui on a confiance. Dans ce dernier cas, on pourrait penser que la confiance interpersonnelle favorise la transgression, en dépit de toute considération sur la confiance institutionnelle.

Ces premiers résultats peuvent cependant être nuancés : ils tendent à appréhender le consentement comme l'envers des transgressions, autrement dit comme le fait de ne pas avoir enfreint les règles en vigueur, au risque d'englober dans un même ensemble des attitudes très différentes. Une telle approche du consentement par les transgressions permet néanmoins de minimiser les biais de désirabilité sociale associés à la déclaration de conduites transgressives ou illégales [START_REF] Frippiat | Les enquêtes par Internet en sciences sociales : un état des lieux[END_REF]Kreuter et alii., 2009). En outre, elle permet d'analyser le geste par lequel certaines personnes refusent de se conformer à une injonction comme une pratique sociale objectivable. On peut ainsi mettre en lumière des corrélations entre des comportements déclarés et certaines caractéristiques sociales ou démographiques.

Les déterminants sociaux de la confiance institutionnelle

Durant la période immédiatement postérieure au déclenchement de l'épidémie, l'impréparation des autorités et leur difficulté à fournir des masques ont été amplement critiquées [START_REF] Steyer | The mask trap: from symbol of preparation to symbol of negligenceunderstanding the ambiguous relationships between face masks and the French public decision-makers1[END_REF], ce qui n'a pas été sans incidence sur les jugements portés par la population : en mai 2020 ce sont à peine plus de la moitié des répondant•es qui déclarent faire tout à fait ou plutôt confiance aux pouvoirs publics pour résoudre la crise. Tandis que la confiance institutionnelle est généralement mesurée dans les enquêtes européennes à partir d'une série de questions sur le niveau de confiance à l'égard du Parlement, du système judiciaire, de la police et du gouvernement [START_REF] Chevalier | La confiance institutionnelle des jeunes en Europe[END_REF], elle est ici appréhendée à travers l'expression synthétique de pouvoirs publics. Ce terme, plus large que celui de gouvernement, permet de saisir la confiance dans les différentes institutions étatiques qui ont été impliquées dans la gestion de l'épidémie (santé, éducation, police, etc.). Les résultats de la régression logistique sur la probabilité d'avoir confiance dans les pouvoirs publics sont d'ailleurs comparables à ceux déjà établis sur la confiance institutionnelle [START_REF] Spire | La confiance dans l'État : une relation pratique et symbolique[END_REF], avec toutefois certaines singularités liées au contexte : les dimensions liées à la position dans l'espace social (diplôme, revenu, PCS) sont intrinsèquement liées aux formes prises par le travail lors du premier confinement, notamment concernant l'accès au télétravail (voir tableaux disponibles en annexe). 1 Lecture : À sexe, âge, revenu, diplôme, statut à l'égard de l'immigration, modalités du travail et symptômes contrôlés, les cadres supérieurs ont 1,2 fois plus de chance que les professions intermédiaires de faire confiance aux pouvoirs publics pour résoudre la crise plutôt que de ne pas leur faire confiance. Champ : 14 237 individus âgés de 18 ans et plus interrogés entre le 2 mai et le 2 juin 2020. Source : EPICOV vague 1, Inserm-DREES, 2020.

Durant la crise épidémique, les femmes avaient moins de chances que les hommes de se déclarer confiantes dans la capacité des pouvoirs publics à résoudre la crise (OR=0,9). Cette différence genrée qui peut être rapprochée de celle concernant les intentions vaccinales (Bajos et alii., 2022), peut s'expliquer par le rapport que les femmes entretiennent à leur rôle social de caregiver au sein de la famille (Meleis et alii., 2016). La fréquente assignation des femmes aux tâches domestiques qui s'est accentuée durant le confinement (Pailhé et alii., 2022) pourrait les rendre plus réticentes que les hommes à s'en remettre à la puissance publique. Cette différence genrée dans le rapport de confiance aux pouvoirs publics peut aussi être interprétée comme le résultat d'une politisation différenciée selon le sexe [START_REF] Bargel | Socialisation politique[END_REF], renforcée ici par un effet de contexte : l'épidémie et le confinement strict lors de la première vague ont pu infléchir de manière particulière le rapport des femmes aux institutions.

Cet écart entre femmes et hommes n'a toutefois pas la même intensité selon la position dans l'espace social (voir tableau A en annexe). C'est au sein des groupes les plus favorisés que l'écart est particulièrement important : parmi les cadres supérieurs, 55,5 % des femmes se déclarent confiantes dans les pouvoir publics et 63,9 % des hommes sont de cet avis, tandis qu'au sein des classes populaires, plus distantes en général à l'égard des institutions, les différences sont à l'inverse plus resserrées (45,4 % des femmes ouvrières ont confiance dans les pouvoirs publics contre 47,3 % des hommes ouvriers). Le confinement a peut-être pesé de manière particulière sur les femmes de classes moyennes et supérieures qui externalisaient plus fréquemment les tâches domestiques et parentales que celles des milieux moins favorisés.

Ces écarts de classe et de genre laissent supposer deux types de critiques à l'égard de la puissance publique dans la gestion de la crise : une critique de classe parmi les femmes et les hommes de milieux populaires, une critique de genre, au sein des classes supérieures.

Le niveau de confiance dans les institutions étatiques augmente aussi significativement avec l'âge (Bréchon, 2004 : 65-66) : durant la crise épidémique, à partir de 45 ans, plus on avance en âge, plus on a confiance dans les pouvoirs publics. Une particularité mérite néanmoins d'être soulignée : les plus jeunes, de 18 à 29 ans, ont légèrement plus confiance dans les pouvoirs publics que les trentenaires (OR=1,2 et OR=0,9). Ce résultat recoupe des constats déjà établis sur la confiance institutionnelle mesurée à partir des enquêtes European Social Survey [START_REF] Chevalier | La confiance institutionnelle des jeunes en Europe[END_REF] : les trentenaires entretiennent un rapport plus critique aux institutions à mesure qu'ils et elles en connaissent mieux le fonctionnement. Cette moindre confiance institutionnelle peut aussi s'interpréter comme un effet de la période immédiatement postérieure au premier confinement, à une époque où les implications économiques des mesures adoptées n'avaient pas encore produit leurs effets sur les plus jeunes (contrairement aux personnes actives en chômage partiel, ou en arrêt d'activité). Durant les mois suivants, les plus jeunes se montreront beaucoup plus critiques à l'égard de l'action des pouvoirs publics [START_REF] Maudet | Des jeunes à distance de l'Etat : les effets de la crise épidémique[END_REF].

Le rôle de la position sociale apparaît aussi par le biais de plusieurs indicateurs allant tous dans le même sens : les personnes appartenant aux milieux moins favorisés ont moins confiance dans les pouvoirs publics que celles des milieux favorisés, un résultat qui rejoint d'autres travaux portant sur diverses institutions étatiques [START_REF] Spire | La confiance dans l'État : une relation pratique et symbolique[END_REF]. Tout d'abord, les cadres supérieurs se distinguent assez nettement des autres catégories socioprofessionnelles, de par leur propension à se déclarer très confiant•es dans la capacité des pouvoirs publics à résoudre la crise (OR=1,2). De plus, l'indicateur du revenu apparaît particulièrement éclairant : les enquêté•es appartenant aux ménages des cinq premiers déciles se montrent peu confiant•es envers les pouvoir publics, tandis que celles et ceux du décile le plus élevé apparaissent très confiant•es (OR=1,4). Il en va de même pour le diplôme, opposant les personnes sans diplôme (OR=0,8) ou peu diplômées (OR=0,9), aux personnes très diplômées (OR=1,3). Ce clivage prend sens si on le rapporte aux jugements concernant les mesures concrètes, prises par le législateur : 18,7 % des personnes sans diplôme souhaiteraient que les mesures à l'égard du confinement soient plus strictes, alors que cette part est seulement de 11,5 % chez les personnes titulaires d'un bac+5 ou plus. Cette préférence des milieux populaires pour des mesures plus strictes de confinement s'explique en grande partie par l'expérience du télétravail (Barhoumi, Jonchery et alii., 2020) : pour celles et ceux qui ont dû continuer à travailler à l'extérieur en période de pandémie, l'adhésion à des mesures plus strictes répond à un plus fort besoin de protection. La forme prise par le travail lors du premier confinement (télétravail ou non) est d'ailleurs fortement corrélée à la confiance institutionnelle dans les tris croisés (57 % des personnes ayant entièrement télétravaillé se disent confiance vs. 48 % de celles ayant partiellement télétravaillé ; voir tableau B en annexe), même si cet effet semble avoir été neutralisé dans le modèle de régression, par les indicateurs de position sociale. Dans le contexte de la crise épidémique, le résultat classique d'une confiance dans les institutions qui augmente à mesure qu'on grimpe dans la hiérarchie sociale, a ainsi été accentué par le clivage entre les personnes obligées de continuer à travailler en présentiel, le plus souvent appartenant aux catégories socioprofessionnelles du bas de l'échelle sociale, et celles plus avantagées qui avaient la possibilité de travailler à distance.

L'exposition au Covid-19 au printemps 2020 joue également un rôle. Toutes choses égales par ailleurs, la probabilité que les personnes ayant déclaré des symptômes de la maladie affirment avoir confiance dans les pouvoirs publics est moindre, par rapport à celles qui n'en ont pas déclaré (OR=0,8). On peut supposer que les incertitudes et les contradictions qui ont marqué le discours des pouvoirs publics à propos des modes de contagion, des dispositifs de protection et de leur disponibilité, ont entamé la confiance des personnes ayant contracté la maladie. Pour les groupes les plus défavorisés, le travail en présentiel a pu accroitre leur exposition à la Covid-19 et ainsi accentuer leur distance et leur défiance à l'égard des pouvoirs publics. Toutefois, le fait d'avoir contracté des symptômes de la maladie, malgré son inscription sociale différenciée [START_REF] Bajos | Les inégalités sociales au temps du Covid[END_REF][START_REF] Pitti | Covid-19 en Seine-Saint-Denis 1/2 : quand l'épidémie aggrave les inégalités sociales de santé[END_REF], reste significatif toutes choses égales par ailleurs pour expliquer le niveau de confiance envers les pouvoirs publics, indiquant que cette expérience biographique structure le manque de confiance dans la capacité des pouvoirs publics à résoudre la crise.

Le lien avec le passé migratoire apparaît comme une autre caractéristique forte du rapport aux institutions étatiques en période de crise épidémique : les immigré•es ont plus de chances que le groupe majoritaire8 de faire confiance aux pouvoirs publics (OR=1,9 pour les immigré•es hors Union Européenne et OR = 1,6 fois pour les immigré•es en provenance de l'Union Européenne). Leur plus grande confiance envers les institutions étatiques peut s'expliquer comme le produit d'un raisonnement comparatif : les personnes immigrées appréhendent l'action des pouvoirs publics en France en ayant en tête celle de leur pays d'origine. Ainsi, 62,4 % de celles originaires d'Afrique hors Maghreb, se montrent confiantes envers les pouvoirs publics et cette part est de 60,6 % pour les originaires du Maghreb, alors qu'elle est de 52,8 % en Asie, un continent marqué par des mesures sanitaires strictes menées dans certains pays et un contrôle affiché plus rapide de l'épidémie, comme c'est le cas en Chine. Cette inscription dans un double espace national des immigré•es ne se retrouve pas chez les enfants d'immigré•es qui, étant nés en France, ne se distinguent pas significativement des Français d'origine sur le plan de la confiance dans les pouvoirs publics (voir tableau 1). À la différence des immigré•es et de leurs descendant•es, les personnes nées dans les Départements et Régions d'Outre-Mer (DROM) de parents français se montrent particulièrement réticentes à accorder leur confiance aux pouvoir publics pour gérer la crise : seulement 42 % affichent un sentiment de confiance, alors que cette part est de 51,3 % dans le reste de la population. Une telle singularité s'explique par un sentiment d'abandon qui est largement partagé parmi les populations d'Outre-mer et qui trouve sa source à la fois dans l'histoire de ces territoires où les politiques sanitaires ont été imposées sans être adaptées aux situations locales (Cour des Comptes, 2014) et dans les inégalités d'accès aux soins qui restent très marquées [START_REF] Carde | Immigration(s) et accès aux soins en Guyane[END_REF]. La poursuite de l'utilisation du chlordécone, un insecticide toxique pourtant interdit en métropole, a sans aucun doute accentué le sentiment de défiance qui règne aux Antilles à l'égard de l'Etat (Mulot, 2011). L'enquête Trajectoires et Origines (2008) avait déjà révélé que les natifs d'un DROM restent davantage à distance du système de soins et y recourent peu, en grande partie en raison du « sentiment d'avoir été moins bien traités de la part du personnel médical » [START_REF] Hamel | Immigrés et descendants d'immigrés face à la santé[END_REF].

Les déterminants sociaux de la confiance dans les pouvoirs publics sont très comparables à ceux déjà mis en lumière pour la confiance institutionnelle dans d'autres enquêtes [START_REF] Chevalier | La confiance institutionnelle des jeunes en Europe[END_REF][START_REF] Spire | La confiance dans l'État : une relation pratique et symbolique[END_REF]. Les femmes, les membres des classes populaires, les plus jeunes se révèlent moins confiantes envers la capacité des pouvoirs publics à lutter contre l'épidémie. Si la formulation plus englobante de confiance envers les pouvoirs publics ne modifie pas les résultats déjà établis pour la confiance institutionnelle, le contexte particulier du premier confinement induit certaines inflexions : les personnes ayant télétravaillé et celles ayant déclaré des symptômes de la maladie a pratique du télétravail se déclarent également moins confiantes envers les pouvoirs publics. Ainsi, les femmes de classes supérieures se montrent plus distantes que les autres à l'égard des pouvoirs publics, sans doute en raison de leur plus grande difficulté à articuler les temps sociaux durant cette période singulière où le travail domestique ne pouvait plus être délégué. Il reste à se demander si ces variations de la confiance envers les institutions se traduisent également sur le plan du consentement envers les mesures adoptées pour endiguer l'épidémie.

Faut-il avoir confiance pour consentir ?

Durant la crise épidémique, il a beaucoup été rappelé que la confiance dans les pouvoirs publics était la condition du civisme et du respect des mesures prises par le gouvernement [START_REF] Guglielmi | Public acceptability of containment measures during the COVID-19 pandemic in Italy: how institutional confidence and specific political support matter[END_REF]. Cette corrélation n'a pourtant rien d'évident. A l'instar du rapport entre conviction politique et vote [START_REF] Gaxie | Le vote désinvesti. Quelques éléments d'analyse du rapport au vote[END_REF], le consentement, mesuré ici par la propension à respecter (ou non) des mesures imposées par les pouvoirs publics peut s'accomplir sans confiance, c'est-à-dire de façon désinvestie. De même, se déclarer confiant envers les institutions n'implique pas nécessairement de se conformer aux injonctions qu'elles prescrivent.

3.A. Le lien entre confiance et consentement

Au printemps 2020, la très grande majorité des enquêté•es a respecté les règles du confinement : seul•es 8 % déclarent être sorti•es pour d'autres motifs que ceux prévus par le règlement ou pour une durée plus longue. On peut se demander dans quelle mesure cette minorité recoupe la population la plus distante dans les jugements à l'égard des autorités. Parmi les personnes ayant déclaré avoir confiance dans les pouvoirs publics pour résoudre la crise sanitaire, 7,8 % ont contourné les règles en indiquant d'autres motifs de sortie ou une durée supérieure à celle autorisée, alors que c'est le cas de 8,2 % de celles qui ont déclaré ne pas avoir confiance. Ce premier résultat laisse penser que le jugement porté sur la capacité des pouvoirs publics à résoudre la crise n'a pas d'implication sur le consentement aux consignes du confinement.

Il n'en est pas de même concernant la propension à respecter la recommandation du port du masque qui semble davantage liée à la confiance accordée aux pouvoirs publics pour résoudre la crise épidémique. Si l'on restreint l'analyse aux personnes qui sont à la fois sorties dans la rue 9 et qui ont été en soirée, ou près de leur famille 10 , au cours des sept derniers jours, il apparaît que 12 % des individus n'ont pas porté le masque dans la rue et 51 % au sein de la sphère privée. Ce résultat met au jour deux logiques très différentes de non-conformité aux mesures énoncées, selon les lieux de rencontre et de sociabilité : les lieux privés sont plus propices que les lieux publics aux pratiques de non-respect, contournement et négociations des règles en vigueur. Néanmoins, dans l'ensemble des lieux étudiés, plus le niveau de confiance dans les pouvoirs publics est faible, plus les écarts par rapport à l'injonction de porter le masque augmentent (graphiques 1 et 2).

Graphique 1 : Le port du masque dans la rue et dans la sphère privée au cours des sept derniers jours selon la confiance dans les pouvoirs publics (en %) Lecture : 8,8 % des personnes ayant tout à fait confiance dans le gouvernement n'ont pas porté le masque dans la rue au cours des sept derniers jours. Champ : 4 576 individus âgés de 18 ans et plus étant sortis dans la rue et en soirée ou pour voir leur famille au cours des sept derniers jours. Source : EPICOV vague 2, Inserm-DREES, 2020

Alors que le respect des règles édictées lors du premier confinement semble indépendant du niveau de confiance dans les pouvoirs publics, il n'en est pas de même concernant le port du masque, dans la rue comme dans la sphère privée (voir graphiques 1).

3B) Les déterminants du consentement aux mesures sanitaires

Le lien entre confiance et consentement ne se décline pas de la même façon selon les obligations induites par les règles sanitaires et selon les caractéristiques sociales de celles et ceux qui les transgressent. Pour en mesurer la part respective, on propose de s'appuyer sur plusieurs modèles de régression logistique (voir tableaux 2 et 3). Alors que le non consentement aux pratiques sanitaires apparaît fortement genré dans les tris croisés (voir tableau C en annexe), l'effet est moins net quand on raisonne toutes choses égales par ailleurs. Au premier abord, les écarts par rapport aux injonctions des pouvoirs publics sont plus souvent masculins. Durant le premier confinement, près de 10 % des hommes déclarent être sortis pour d'autres motifs que ceux prévus par le règlement ou pour une durée plus longue, alors que les femmes ne sont que 6,7 % dans ce cas. Cette différence genrée s'estompe et n'est plus significative lorsqu'on contrôle l'influence des autres variables (voir tableau 2). La proportion de femmes ayant télétravaillé étant la même que celle des hommes (14,5 % et 14,6 %), ce ne sont pas ici les modalités de travail qui peuvent expliquer ce résultat mais plutôt la fréquence des sorties. En effet, les femmes sont plus nombreuses à être sorties une seule fois (16,1 % des femmes contre 10,5 % des hommes) et sont beaucoup plus rarement sorties entre 6 et 10 fois (26,3 % contre 34,9 %).

Tableau 2 : Régression logistique sur le fait d'avoir transgressé les règles du confinement au cours des sept derniers jours

A l'automne 2020, la différence entre les sexes n'est pas non plus significative en ce qui concerne le respect des règles sanitaires dans la sphère privée mais elle l'est pour la sphère publique : toutes choses égales par ailleurs, les femmes ont 1,6 fois moins de chance que les hommes de ne pas avoir respecté le port du masque dans la rue au cours des sept derniers jours. Ce résultat peut s'interpréter soit comme un rapport genré au droit (les femmes craignant plus que les hommes le rappel à l'ordre), soit comme un rapport différencié à la maladie, au corps ou à la santé (Détrez 2002) qui ne se manifeste pas de la même façon dans les lieux privés et publics, la confiance envers les proches venant compenser la crainte d'être contaminée, dans le cas des lieux privés.

Le consentement aux règles en vigueur varie également selon l'appartenance sociale des individus, avec des différences selon chacune des mesures concernées. Les libertés plus grandes que les indépendant•es ont prises avec les règles du premier confinement sont d'autant plus marquantes que ce groupe social ne se distingue pas par un rapport plus lâche au port du masque en novembre 2020. Les entrepreneurs•euses ont 2,1 fois plus de chance que les membres des professions intermédiaires de transgresser les règles de confinement en mai 2020, alors que la relation n'est pas significative dans le cas du port du masque. Le confinement du printemps constitue un contexte spécifique pour ce groupe socioprofessionnel particulièrement habitué à devoir composer avec les cadres réglementaires qui pèsent sur leur activité professionnelle. Le contexte sanitaire a contraint la plupart d'entre elles et eux à suspendre leur activité pendant le confinement, mais ils ont pu néanmoins se déplacer, soit pour rencontrer des fournisseurs soit pour organiser les conditions de la reprise, ce qui a induit des déplacements pas forcément prévus par le législateuret donc un contournement possible des règles en place. Les cadres supérieur•es se distinguent par une propension plus grande à ne pas porter le masque dans la sphère privée (OR=1,2), alors qu'ils se sont conformé•es plus largement aux règles édictées lors du premier confinement, et se conforment au port du masque dans la rue. Cette singularité traduit un double rapport aux mesures en place selon la catégorie sociale : une expérience pratique différente du premier confinementles cadres ayant plus largement télétravailléet une plus grande propension des catégories aisées à s'accommoder des règles (Boltanski, 2009, p. 217) et recommandations sanitaires (qu'il s'agisse de moins porter le masque auprès de ses proches ou simplement de déclarer agir de la sorte).

Le statut à l'égard de l'immigration explique aussi en partie le consentement envers les recommandations des pouvoirs publics. Le cas des enfants d'immigré•es montre néanmoins que le respect des normes en période de crise épidémique ne se réduit pas à une simple obéissance au droit. En effet, d'un côté, après le premier confinement en mai 2020, les enfants d'immigré•es déclarent davantage que les autres avoir contourné les règles : les enfants d'immigré•es ont, toutes choses égales par ailleurs, 1,7 fois plus de chance que le groupe majoritaire d'être sorti•es pour d'autres motifs ou plus longtemps que prévu par l'attestation dérogatoire. En revanche, il n'en est pas de même concernant le port du masque : toutes choses égales par ailleurs, les descendants d'immigré•es ont 1,4 fois plus de chance que le groupe majoritaire d'avoir porté le masque dans la sphère privée au cours des sept derniers jours. Cette apparente contradiction reflète un rapport non univoque aux consignes sanitaires qui englobe un usage variable des recommandations sanitaires. Concernant le port du masque, les uns peuvent considérer que le porter sous le nez est une forme de transgression tandis que d'autres pourraient y voir une manière de se conformer à la règle. Au-delà de ces possibles effets d'interprétation, les écarts peuvent surtout refléter des différences d'exposition à la maladie. En novembre 2020, il est désormais établi que les populations minoritaires, en raison de leurs conditions de travail et d'habitation, étaient plus exposées à la maladie [START_REF] Bajos | When lockdown policies amplify social inequalities in COVID-19 infections: evidence from a cross-sectional populationbased survey in France[END_REF] et il est possible que leur plus grande propension à porter le masque soit une réponse à la perception de ce risque ou à une plus grande crainte vis-à-vis de l'épidémie.

Lorsqu'on contrôle avec les autres caractéristiques démographiques et sociales, la confiance dans les pouvoirs publics n'est pas un critère significatif pour expliquer le contournement des règles du confinement (tableau 2). En revanche, il s'agit d'un facteur très significatif pour expliquer les transgressions concernant le port du masque, tant dans la rue que dans la sphère privée (tableau 3). Ce résultat peut être lié, d'une part, à la spécificité des mesures sanitaires mises en place : les règles édictées lors du confinement du printemps 2020 se sont accompagnées d'un certain nombre de dérogations et toutes ces possibilités d'échapper à l'assignation à résidence ont pu favoriser des formes de contournement indépendantes de la confiance accordée au message des pouvoirs publics. En revanche, la nécessité du port du masque dans la sphère publique ne prévoyait guère d'exceptions ou de dérogations et a pu acquérir, avec le temps, une dimension plus politique, même si le consentement à ce type de règle sanitaires dépend aussi d'un certain rapport au corps et à la santé.

Conclusion

Les discours qui ont accompagné les mesures prises pour endiguer l'épidémie de Covid-19 à partir du printemps 2020 ont beaucoup mobilisé la notion de confiance, souvent dans l'espoir de produire du consensus et du consentement. D'après les résultats exposés dans cette contribution, il n'existe pas de corrélation mécanique entre le rapport de confiance dans les institutions étatiques et la propension à se conformer aux règles qu'elles édictent. Alors que le respect des règles lors du premier confinement n'est pas lié à la confiance dans les pouvoirs publics, le respect du port du masque l'est davantage, dans la rue comme dans la sphère privée (famille et soirées). Ces résultats peuvent notamment se comprendre à partir de la forme prise par les règles dans différents contextes épidémiques. Lors du premier confinement, le dispositif de répression était très strict, ce qui rendait le consentement à la règle davantage dépendant d'une propension à se conformer au droit plutôt qu'à un niveau de confiance envers les pouvoirs publics. En revanche, se conformer aux différentes mesures barrières est davantage corrélée à la confiance éprouvée envers les autorités qui les édictent, même si d'autres dimensions sociales peuvent intervenir. L'analyse met ainsi en évidence les effets modulés de différentes appartenances sociales et des expériences biographiques (médicales et professionnelles notamment) au cours de ces périodes. L'étude des formes de conformité aux règles sanitaires révèle des rapports différenciés au droit, au corps et à la santé qui dépassent le seul niveau de confiance envers les pouvoirs publics.

Les indicateurs construits ici pour mesurer la confiance institutionnelle et les formes prises par les transgressions, sont également riches d'enseignements sur le plan méthodologique. L'alternative entre consentement et transgression ne se résume pas nécessairement à un choix dichotomique et peut parfois occulter différentes manières de consentir : ainsi, le port du masque sous le nez peut parfois signifier une manière de se conformer à la règle sans vraiment y adhérer.

Au-delà de la mesure des représentations et des pratiques concernant les règles sanitaires, ce travail en propose une réflexion critique sur la manière de les quantifier (Desrosières et Kott, 2005). Si l'enquête Epicov offre un échantillon de la population française de grande qualité, les multiples enjeux qu'elle aborde ne permettent pas de disposer d'une grande panoplie de questions et d'indicateurs pour mesurer les nuances pouvant exister dans les rapports que les gouvernés entretiennent à l'égard des pouvoirs publics. Il peut alors s'avérer difficile de centrer l'analyse sur une question s'apparentant à une variable de contrôle [START_REF] Maudet | Religion et sexualité en France des années 1970 aux années 2000. Évolution des pratiques et attachement à la famille hétérosexuelle[END_REF]. L'enjeu est néanmoins de parvenir à produire des résultats par la quantification, tout en restant lucides sur les limites inhérentes aux imperfections de la catégorisation des pratiques et des représentations

Conflit d'intérêt

Les auteurs déclarent n'avoir aucun conflit d'intérêt potentiel pour tout ce qui concerne le déroulement de la recherche, les droits d'auteur et/ou la publication de cet article.

Financement

Les auteurs n'ont bénéficié d'aucun soutien financier particulier relatif au déroulement de la recherche, à ses droits d'auteur et/ou à la publication de cet article.

Tableau 1 : Régression logistique sur la confiance dans la capacité des pouvoirs publics à résoudre la crise Confiance dans les pouvoirs publics Odds Ratio

	Groupe majoritaire (Ref.)
	Natif ou descendant de DROM	0,8	[0,6 -0,9]	***
	Immigré hors UE	1,9	[1,5 -2,2]	***
	Immigré UE	1,6	[1,3 -2,0]	***
	Descendant d'immigré(s) hors UE	1,0	[0,8 -1,2]	Ns
	Descendant d'immigré(s) UE	0,9	[0,8 -1,1]	Ns
	Revenu (par déciles)
	D1	0,8	[0,7 -1,0]	***
	D2-D3	0,8	[0,7 -0,9]	***
	D4-D5	0,8	[0,7 -0,9]	***
	D6-D7 (Ref.)	1
	D8-D9	1,2	[1,0 -1,3]	***
	D10	1,4	[1,2 -1,6]	***
	Diplôme
	Sans diplôme	0,8	[0,6 -0,9]	***
	Niveau primaire ou Brevet	1,0	[0,9 -1,2]	Ns
	CAP ou BEP	0,9	[0,8 -1,0]	***
	Baccalauréat (Ref.)	1
	Bac +2 a Bac +4	1,1	[1,0 -1,2]	Ns
	Bac +5 ou plus	1,3	[1,1 -1,5]	***
	Modalités du travail
	N'a pas travaille	0,9	[0,8 -1,0]	***
	Télétravail (Ref.)	1
	A travaille en partie à l'extérieur	0,9	[0,8 -1]	ns
	A travaille à l'extérieur uniquement	1,0	[0,9 -1,2]	*
	Symptômes
	Oui	0,8	[0,7 -0,8]	***
	Non (Ref.)
			IC95	p-value
	Constante	1,0	[0,8 -1,2]	Ns
	Sexe
	Homme (Ref.)	1
	Femme	0,9	[0,8 -1,0]	***
	Age
	18-24 ans	1,2	[1,0 -1,4]	*
	25-29 ans	1,1	[0,9 -1,3]	*
	30-34 ans	0,9	[0,8 -1,0]	*
	35-44 ans (Ref.)	1
	45-54 ans	1,4	[1,2 -1,6]	***
	55-64 ans	1,4	[1,2 -1,6]	***
	65-74 ans	1,5	[1,3 -1,8]	***
	75 ans et plus	1,9	[1,5 -2,2]	***
	Catégorie socioprofessionnelle
	Agriculteurs	1,3	[1,0 -1,7]	*
	Travailleurs indépendants et entrepreneurs	1,0	[0,9 -1,2]	Ns
	Cadres supérieurs	1,2	[1,0 -1,3]	***
	Professions intermédiaires (Ref.)	1
	Employés de bureau, vente et service	1,0	[0,9 -1,1]	Ns
	Ouvriers	0,9	[0,8 -1,1]	Ns
	N'a jamais travaille	1,4	[1,1 -1,7]	***
	Statut à l'égard de l'immigration

Régression logistique sur le fait d'avoir transgressé les règles sur le port du masque durant les sept derniers jours

  Lecture : Les personnes appartenant au premier décile de revenu ont 2 fois plus de chance d'avoir transgressé les règles du confinement que les personnes appartenant aux 6 et 7 e déciles de revenu. Champ : 14 237 individus âgés de 18 ans et plus interrogés entre le 2 mai et le 2 juin 2020. Source : EPICOV, vague 1 Inserm-DREES, 2020. Les personnes n'ayant pas du tout confiance dans le gouvernement ont 1,6 fois plus de chance de ne pas avoir porté le masque dans la rue que les personnes qui ont tout à fait confiance dans le gouvernement. Champ : 4 576 individus âgés de 18 ans et plus étant sorti dans la rue et en soirée ou pour voir leur famille au cours des sept derniers jours et interrogés entre le 26 octobre et le 9 décembre.

	Age 18-24 ans			0,9	[0,6 -1,3]	Ns	1,3 [0,9 -1,8]	ns
	18-24 ans 25-29 ans 25-29 ans 30-34 ans 30-34 ans 35-44 ans (Ref.) 35-44 ans (Ref.) 45-54 ans 45-54 ans			1,0 1,2 1 1,1	1,8 1,1 [0,8 -1,4] 1,3 [0,9 -1,6] 1 0,5 [0,9 -1,3]	[0,8 -4,1] [0,4 -2,6] Ns 1,3 [0,9 -1,7] [0,6 -2,7] Ns 1,2 [0,9 -1,6] [0,2 -0,9] Ns 0,8 [0,6 -0,9]	ns ns ns ns ns ** ***
	55-64 ans 55-64 ans			1,1	0,9 [0,9 -1,3]	[0,5 -1,7] Ns 0,6 [0,5 -0,7]	ns ***
	65-74 ans 65-74 ans			0,7	1,0 [0,6 -1,0]	[0,5 -1,9] ** 0,7 [0,6 -0,9]	ns ***
	75 ans et plus 75 ans et plus			0,7	1,1 [0,5 -1,0]	[0,5 -2,5] ** 0,7 [0,5 -0,9]	ns ***
	Catégorie socioprofessionnelle Catégorie socioprofessionnelle
	50,0% 60,0% Agriculteurs Travailleurs indépendants et entrepreneurs Agriculteurs Cadres supérieurs Travailleurs indépendants et entrepreneurs Cadres supérieurs Professions intermédiaires (Ref.) Employés de bureau, vente et service Professions intermédiaires (Ref.)	1	3,5 1,3 0,8	5,3 2,1 [2,3 -5,3] 1,3 [1,0 -1,8] [0,6 -1,0] 1,2	[1,6 -17,1] [1,0 -4,5] *** 1,4 [0,8 -2,4] [0,8 -2,4] * 1,0 [0,8 -1,5] ** 1,2 [1,0 -1,5] [0,6 -2,1]	*** ns * ns ns ** ns
	40,0% Ouvriers Employés de bureau, vente et service		1,1	1,6 [0,9 -1,4]	[0,8 -3,3] Ns 1,1 [0,9 -1,3]	ns ns
	N'a jamais travaille Ouvriers			1,2	1,3 [0,9 -1,5]	[0,5 -3,0] Ns 0,9 [0,7 -1,1]	ns ns
	30,0% Revenu (par déciles) N'a jamais travaille			0,5	[0,4 -0,8]	***	1,0 [0,7 -1,5]	ns
	10,0% 20,0% D1 D2-D3 Revenu (par déciles) D4-D5 D1 D6-D7 (Ref.) D2-D3 D8-D9 D4-D5			1,2 1,1 1,3	2,0 1,5 1,2 [0,9 -1,6] [0,8 -1,3] 1 1,0 [1,0 -1,6]	[1,0 -4,3] [0,8 -2,9] [0,7 -2,3] Ns 0,9 [0,7 -1,2] Ns 0,9 [0,7 -1,1] [0,6 -1,7] ** 1,0 [0,9 -1,3]	* ns ns ns ns ns ns
	D10 D6-D7 (Ref.) 0,0% Oui tout à fait Diplôme D8-D9	Oui plutôt	1	0,8 Non plutôt pas 0,8 [0,7-1,0]	[0,4 -1,5] Non pas du tout * 0,9 [0,7 -1,1] Ne sait pas	ns ns
	Sans diplôme D10 Niveau primaire ou Brevet Statut à l'égard de l'immigration	Sphère privée 0,8	0,8 [0,6 -1] Rue 1,2	[0,3 -2,2] ** 0,9 [0,7 -1,1] [0,5 -2,5]	ns ns ns
	CAP ou BEP Groupe majoritaire (Ref.)		1		1,6	[0,9 -2,9]	ns
	Baccalauréat (Ref.) Bac +2 a Bac +4 Natif ou descendant de DOM Bac +5 ou plus Immigré Descendant d'immigré(s) Statut à l'égard de l'immigration Groupe majoritaire (Ref.) Confiance dans les pouvoirs publics		0,6 0,8 0,8	1 1,5 [0,3 -1,1] 1,3 [0,6 -1,0] [0,6 -1,1] 1	[0,9 -2,6] 0,9 [0,6 -1,4] [0,7 -2,6] Ns * 0,8 [0,6 -1,2] Ns 0,7 [0,6 -0,9]	ns ns ns ns ***
	Natif ou descendant de DOM Oui tout à fait (Ref.)		1		1,6	[0,7 -3,6]	ns
	Immigré(s) Oui plutôt			1,2	1,8 [0,9 -1,6]	[1,1 -3,2] Ns 1,2 [0,9 -1,5]	** ns
	Descendant d'immigré(s) Non plutôt Confiance dans les pouvoirs publics Oui Non pas du tout Non ou ne sait pas (Ref.) Ne sait pas Zone d'habitation		1,8 2,3 1,6	0,8 [1,3 -2,3] 1,1 [1,7 -3,1] [1,1 -2,2] 1	[0,3 -1,9] *** 1,5 [1,2 -1,9] [0,8 -1,6] *** 1,5 [1,1 -1,9] *** 1,6 [1,2 -2,1]	ns *** ** ns ***
	Rural			1,1	[0,9 -1,3]	Ns	1,0 [0,9 -1,2]	ns
	Moins de 100 000 hab (Ref.)		1
	Plus de 100 000 hab			0,5	[0,4 -0,7]	***	0,8 [0,6 -0,9]	***
	Transgression du confinement Odds Ratio IC95 [0,3 -0,5] *** 0,8 [0,6 -1] Tableau 3 : Rue 0,4 Sphère privée p-value * OR IC95 p-value OR IC95 p-value Constante Paris 0,1 [0,1 -0,2] *** 1,1 [0,82 -1,6] ns Lecture : Source : EPICOV, vague 2 Inserm-DREES, 2020.
	Constante Sexe				0,1	[0,0 -0,1]	***
	Sexe Homme (Ref.)			1
	Homme (Ref.) Femme			0,6	1 [0,5 -0,72]	***	1,0 [0,9 -1,1]	ns
	Femme Age				0,8	[0,5 -1,1]	ns

Et l'équipe Epicov : Nathalie Bajos (co-principal investigator), Josiane Warszawski (co-principal investigator), Guillaume Bagein, François Beck, Emilie Counil, Florence Jusot, Nathalie Lydie, Claude Martin, Laurence Meyer, Philippe Raynaud, Alexandra Rouquette, Ariane Pailhé, Delphine Rahib, Patrick Sicard, Rémy Slama, Alexis Spire. Les analyses statistiques ont été réalisées par Louis Kuhn et Antoine Sireyjol.

Guillaume Bagein, Muriel Barlet, François Beck, Emilie Counil, Florence Jusot, Aude Leduc, Nathalie Lydie, Claude Martin, Laurence Meyer, Philippe Raynaud, Alexandra Rouquette, Ariane Pailhé, Nicolas Paliod, Delphine Rahib, Patrick Sicard, Rémy Slama, Alexis Spire.

La question posée était la suivante : » dans les 7 derniers jours, la dernière fois que vous êtes sorti(e), c'était : pour une activité professionnelle, pour effectuer des achats de première nécessité, pour motif de santé, pour assistance à des enfants ou personnes vulnérables, pour exercice physique individuel ou besoin des animaux, pour un autre motif ». Il n'était pas demandé de précision dans le cas du choix de la modalité « pour un autre motif ».

Lors du premier confinement, une attestation dérogatoire devait être remplie et gardée sur soi pour tous les déplacements à l'extérieur. Celle-ci fixait un temps autorisé de sortie (généralement une heure) et pouvait être possédée en version papier ou électronique, directement sur son téléphone portable.

« Dans les 7 derniers jours, avez-vous porté un masque quand vous êtes allé(e) dans les lieux suivants ? Dans la rue / Sur votre lieu d'étude ou votre lieu de travail /Dans une soirée ou une fête à plus de six personnes. »

Ce dernier résultat concerne toutefois un nombre limité d'individus (609).

Pour l'ensemble des questions utilisées, la part des non-réponses est faible voire négligeable (0,2 % dans le cas de la confiance dans les pouvoirs publics), ce qui peut s'expliquer par le fait que la non réponse n'était pas directement proposée dans le libellé des questions.

Le groupe majoritaire est ici défini comme l'ensemble des personnes qui ne sont pas originaires d'Outre-mer, qui ne sont pas immigré•es et dont les parents ne sont pas immigré•es.

Le port du masque sur le lieu travail sera laissé de côté, pour plusieurs raisons : tout d'abord, les transgressions y sont très rares (4 %) et il s'agit d'un lieu hybride, qui n'est pas tout à fait public, mais pas non plus privé.

Les restaurants et les bars étant fermés au moment de l'enquête, on peut supposer que les soirées avaient alors largement lieu dans les domiciles privés.

Remerciements

Annexes.

Tableau A : Confiance dans les pouvoirs publics selon la catégorie socioprofessionnelle et le sexe (% en ligne)