Élections Attac : synthèse des rapports d’experts par René PASSET

Élections ATTAC : synthèse des rapports d’experts par René PASSET

Cette mission m’a été confiée fin juin, à la demande du CA. transmise par Jacques Weber et confirmée par notre président Jacques Nikonoff. Son objectif, tel que je l’ai interprété, n’était pas d’alimenter une controverse, mais de contribuer à la dépasser. Un débat impliquant des experts, membres d’ATTAC, se développait, en effet, au sein du mouvement, concernant le sujet très grave d’éventuelles « anomalies » constatées à l’occasion des élections au CA…dont dépendait l’élection de l’exécutif. Des renversements de tendance surprenants, survenus lors des dépouillements des 14 et 15 juin, paraissaient assez importants pour remettre en cause le résultat final du scrutin. De l’aveu général, des fautes dont la responsabilité est largement partagée avaient été commises, lors des opérations de dépouillement, concernant notamment la sécurisation des bulletins de vote. Elles étaient de nature à accréditer la possibilité d’une intervention extérieure.

La question principale consistait donc à déterminer si, en fonction de la distribution générale des votes, les écarts constatés sur certaines journées (sans préjuger, en ce qui me concerne de certaines dates par rapport à d’autres) entraient dans le cadre du statistiquement admissible ou s’il fallait faire appel à « d’autres » types d’explication.

Le choix conjoint, par les parties opposées d’un groupe d’experts dont chacun reconnaissait la compétence et la neutralité avait donc pour objet de solliciter l’opinion motivée de personnes non impliquées dans le débat. Ma mission ne consiste pas à trancher – en super expert que je ne suis pas – dans une controverse d’experts –que je ne suis pas non plus car, si je lis la statistique comme la mathématique, je ne suis nullement qualifié pour poser au statisticien ou au mathématicien. Il s’agit seulement pour moi de réaliser la synthèse des études réalisées par les spécialistes pressentis. Et je m’en suis tenu strictement à cela. Mon rôle, je le répète, n’était pas d’alimenter une controverse, mais de contribuer - à partir des contributions d’experts indépendants - à placer le débat sur un plan autre que celui des affrontements internes. Je n’ai donc tenu rigoureusement aucun compte des documents ou témoignages – quelle que soit leur origine - autres que les études dont j’avais à effectuer la synthèse. Le comportement inverse aurait eu pour effet de dénaturer l’esprit de ma mission. Ces éléments d’information supplémentaires – qui n’avaient pas leur place ici - pourront être pris en considération dans un éventuel débat général .

Je dois quelques explications à ceux qui ont commencé à exprimer leur impatience au sujet de la publication jugée tardive de cette synthèse. Deux experts, Jean CHICHE (CNRS-CEVIPOF) et Henri ROUANET (Université René DESCARTES PARIS), ont décidé d’associer leurs efforts et de présenter une étude commune qui m’est parvenue le 24 juillet. J’ai reçu celui de Stéphane JUGNOT(Dares) , ainsi que celui signé par Danièle Guillemot (Cee), Laurent DAVEZIES et Loup WOLFF, le 19 août. La date à laquelle ils ont été pressentis -et dans laquelle je ne suis pour rien - à la veille des vacances d’été , explique que leurs études n’aient pu être remises plus tôt. Je pense que tous doivent être chaleureusement remerciés pour l’effort qu’ils ont bien voulu fournir et pour la qualité de leurs analyses. Je me suis attaqué, dès la réception de celles-ci, à la rédaction de la présente note, afin de respecter la date du 25 août qui m’avait été proposée pour sa remise. La question de l’opportunité du report de cette date ayant été soulevée, le CA, consulté par Jacques Nikonoff a décidé de la maintenir. Je me soumets donc bien volontiers à cette décision, tout comme je me serais soumis à la décision inverse si elle avait prévalu, car ce rapport n’a pas à s’inscrire dans une logique d’affrontement qui ne pourrait que le discréditer.

Le devoir d’impartialité que m’imposait la confiance qui m’a été faite et à laquelle j’ai été très sensible, m’interdisait d’aborder cette mission avec le moindre préjugé, mais ce même devoir m’impose aussi d’exprimer mes conclusions en toute clarté et sans ambiguïté : dissimuler ou atténuer, ne serait pas rester neutre. Je précise, pour bien souligner combien l’éventail des réponses reste a priori ouvert, que cette volonté de clarté n’exclut pas l’affirmation franche et motivée qu’il n’est pas possible de trancher dans un sens ou dans un autre.

C’est en tout premier lieu devant l’ensemble des militants que je me sens responsable.

Cette note s’adresse d’abord à eux et je demande qu’elle leur soit largement et immédiatement diffusée ainsi que les rapports d’experts sur lesquels elle porte.

Je veux, par conséquent, qu’elle puisse être comprise par tous et notamment par ceux qui , ignorant très légitimement à peu près tout de la statistique, se demandent ce qu’elle vient « faire dans cette galère ». Plus qu’aux techniques elles-mêmes, je m’attacherai donc à éclairer l’esprit des méthodes et les conclusions auxquelles elles aboutissent. Il s’agit de faire comprendre et non de solliciter un acte de foi. Ceux qui veulent aller plus au fond pourront consulter directement les rapports . Je me permettrai donc de commencer par une « Brève introduction à l’usage des nuls » (que les savants veuillent bien me pardonner…), avant de présenter l’analyse des rapports et de proposer les conclusions qui me paraissent s’en dégager.

I- Brève introduction à l’usage des « nuls ».

Tout le monde sait aujourd’hui que le hasard est soumis à des lois – dites « des grands nombres » - auxquelles obéissent, les événements lorsqu’ils interviennent de façon assez fréquente et qu’ils ne sont pas interdépendants ou influencés de l’extérieur .
Dans un jeu de pile ou face, la probabilité de voir apparaître un côté déterminé de la pièce est de ½ ; celle de la voir apparaître deux fois consécutives est donc de ½ x ½ = ¼ ; celle de la voir apparaître 3 fois est ½ x ½ x 1/2= 1/8 etc. En pratique un même côté de la pièce peut fort bien sortir plusieurs fois consécutives, mais la probabilité d’une telle situation est d’autant plus faible qu’elle s’éloigne de la répartition 50%-50% .Chacun peut en faire l’expérience, plus le nombre de lancers s’accroît, plus les écarts se compensent et plus la répartition des résultats se rapprochera de la probabilité théorique de 50% / 50%.
Le jeu de dés permet de comprendre les raisons pour lesquelles ls résultats tendent normalement à se concentrer autour de la moyenne. La somme la plus forte que l’on puisse réaliser avec un lancer de deux dés est 12 , la somme la plus faible est 2 et la moyenne est donc 7. Or, avec deux dés - les deux chiffres entre parenthèses désignant respectivement les résultat obtenus avec le premier et le second dé - il y a :

1 manière de réaliser la somme 12 : soit (6+6) ;
2 manières de réaliser la somme 11 : (6+5) et (5+6) ;
3 manières de réaliser la somme 10 : (6+4), (4+6) et (5+5) ;
4 manières de réaliser la somme 9 : (6+3), (5+4), (4+5) et (3+6) ;
5 manières de réaliser la somme 8 : (6+2), (5+3), (4+4), (3+5), (2+6) ;
6 manières de réaliser la somme 7 : (6+1), (5+2), (4+3), (3+4), (2+5) et (1+6) ;
5 manières de réaliser la somme 6 : (5+1), (4+2), (3+3), (2+4), (1+5) ;
4 manières de réaliser la somme 5 : (4+1), (3+2), (2+3), (1+4) ;
3 manières de réaliser la somme 4 : (1+3), (2+2), (3+1) ;
2 manières de réaliser la somme 3 : (2+1), (1+2) ;
1 manière de réaliser la somme 2 : (1+1).

Si les dés n’ont pas été « pipés », chacune des six faces de chacun d’eux a exactement la même chance de sortir que les autres, il est donc normal que la somme 7, correspondant à la moyenne, sorte plus fréquemment ( 1 fois sur 6 lancers en moyenne) puisqu’elle est le résultat d’un plus grand nombre de combinaisons possibles. On remarquera aussi que la probabilité d’un résultat déterminé diminue à mesure que l’on s’éloigne (dans un sens ou dans l’autre) de la moyenne.

Quelques remarques :

Il est évident que les résultats effectifs ne vont pas exactement coller à ces probabilités théoriques, mais il est non moins évident que, plus le nombre de lancers sera élevé et plus on s’en rapprochera ; le phénomène est identique à celui que l’on constate avec le jeu de « pile ou face » : le même côté peut sortir 3 ou 4 fois consécutivement , et tout « écart » n’est donc pas anormal.

Mais au-delà d’un certain niveau, le doute de « pipage » va germer et bientôt, si le phénomène se répète excessivement, ce doute se transformera en quasi-certitude. Personne n’admettra que le hasard seul puisse expliquer que la somme 12 se réalise durablement une fois sur deux ou trois alors que sa probabilité théorique est de 1/6. Il y a donc des écarts qui sont « normaux » et statistiquement explicables ; mais, plus on s’éloigne des probabilités théoriques et plus le nombre de lancers est élevé, moins ces écarts sont probables. Il faut alors envisager d’autres explications que statistiques…

Une petite fiction amusante, recueillie , il y a de nombreuses années , dans un ouvrage de jeux mathématico-statistiques destiné au grand public, illustre l’usage que l’on peut faire de la statistique en ces domaines.

Un boulanger vient d’être verbalisé pour fraude sur le poids de ses pains. Rendez-vous est pris avec lui pour une date ultérieure, afin de procéder à un second test visant à vérifier s’il avait remédié au problème. Cette fois-ci, tous les résultats sont conformes à la loi et il n’est pas un pain dont le poids se révèle insuffisant. Pourtant le contrôleur, qui a soigneusement relevé toutes les pesées et en a établi le graphique, déclare, au grand étonnement du commerçant, qu’il se trouve dans la pénible obligation de verbaliser une nouvelle fois : il y a fraude et il est en mesure d’en fournir la preuve. Si les pains qui lui ont été soumis avaient été prélevés au hasard, leur poids aurait dû se répartir autour de la moyenne, de façon que le plus grand nombre corresponde à celle-ci et que les nombres correspondant à chaque pesée diminuent à mesure qu’on s’en éloigne. De sorte que si, dans un graphique, l’on porte les différents poids sur l’axe horizontal et le nombre de pesées correspondantes sur l’axe vertical, on verra se
dessiner une courbe en forme de cloche (ou de chapeau de gendarme) que l’on appelle courbe de Gauss. Or, les pesées effectuées au cours du second contrôle font apparaître des résultats, qui se situent tous sur la partie droite de cette fameuse courbe, révélant par là que les pains n’ont pas été choisis au hasard, mais qu’ils ont été sélectionnés en vue d’un résultat bien précis.

Le problème à régler concernant les élections contestées au CA d’ATTAC sont du même ordre que ceux dont nous venons de faire état à propos du jeu de dés ou du boulanger indélicat : par rapport à une distribution constatée sur l’ensemble des résultats, certains écarts polarisés sur certaines journées et certains candidats – et ayant eu apparemment pour effet d’inverser le résultat final – peuvent-ils s’expliquer sans intervention extérieure « orientée » - ou bien ces écarts sont-ils trop aberrants pour s’expliquer autrement que par une manipulation ?

Je crois en avoir assez dit pour que l’on puisse comprendre l’esprit des questions auxquelles j’avais demandé que les experts – tout en restant évidemment maîtres de leur démarche – s’attachent à répondre et que nous retrouverons plus loin. J’ajouterai seulement que, tout comme le test de l’ADN, la statistique n’instruit pas seulement « à charge » - sinon je n’aurais pas accepté cette mission – elle permet aussi d’établir que des résultats en apparence paradoxaux peuvent se produire avec un degré de probabilité qui ne les rend pas invraisemblables.

II- L’analyse des rapports :

Je m’efforcerai, comme je l’ai dit, de résumer ces études le plus fidèlement et le plus simplement possible. Afin de réduire les risques de déformation, je m’attacherai à citer au maximum, les auteurs eux-mêmes, tout particulièrement au niveau des conclusions où le choix des mots pèse énormément.

 Le rapport CHICHE-ROUANET souligne d’entrée de jeu que le dépouillement des bulletins par ordre alphabétique « neutralise à la fois les effets géographiques (influence d’une ou plusieurs grosses organisations locales) et les effets chronologiques (influence, au moment du vote, de tel ou tel événement ou déclaration tendant à dramatiser l’enjeu du scrutin) ».

Partant des données « vérifiées et mises en forme informatique par l’huissier requis par l’association après le dépouillement des suffrages », il repose sur une démarche progressive.
Dans un premier temps, les résultats sont agrégés par jour de dépouillement afin de tester leur homogénéité jour après jour. Il en ressort que « les urnes1 dépouillées les 10, 11 et 12 sont très homogènes entre elles. Les urnes dépouillées les 13, 14 et 15 le sont entre elles. Il semble que les cumuls 14 et cumuls 15 juin sont moins homogènes avec les cumuls des 10 et 12 juin ».

Pour approfondir ces premiers résultats, on se transporte donc au niveau des urnes et on construit les corrélations entre toutes les urnes et le résultat global par candidat : « plus une urne sera proche (homogène au résultat), plus elle sera fiable ». Il apparaît alors clairement qu’un certain nombres d’entre elles s’éloignent de cette homogénéité. Mais prudemment les experts se gardent de conclure.

Ils procèdent à un nouveau test consistant à rechercher l’homogénéité de toutes les urnes deux à deux, sans tenir compte de la chronologie. Autrement dit, ils construisent un tableau à double entrée dans lequel le résultat de chaque urne est croisé avec celui de toutes les autres : « Cette matrice laisse clairement apparaître des coefficients faibles pour certains couples d’urnes. Les mêmes urnes que celles soulignées au paragraphe précédent sont mises en question ». Mais on ne se hâte toujours pas de conclure.

Un démarche supplémentaire est entreprise : « vu la dimension importante de la matrice, il nous a paru utile pour l’interpréter sans erreur et en extraire le maximum d’informations de faire une Analyse en Composantes Principales ». Cette analyse permet de répartir les candidats sur un plan que l’intersection des deux médianes découpe en quatre secteurs que l’on appellera respectivement N-O, N-E, S-O, S-E.

Si on laisse de côté les effets classiques de taille opposant les candidats ayant obtenu un grand nombre de voix de ceux qui en ont obtenu très peu, on distingue clairement trois types de regroupements :
« D’une part, des candidats autour de Jacques Nikonoff, Barral Audrey, Jauffret Sabine, s’opposent clairement aux candidats autour d’Aurélie Trouvé, Veilhan Bénédicte, Pradeau Raphaël…
La troisième classe inclut des candidats proches du centre du nuage, neutralisé sur cet axe comme Douillard Luc ou Tric Olivier, Hemet Patrice… ».
On remarquera au passage que les deux regroupements principaux – autour respectivement de Jacques Nikonoff et d’Amélie Trouvé – révèlent le phénomène des « tendances » qui, bien que le scrutin soit individuel, ont circulé sur les listes électroniques pendant « la campagne » ; or, disent les deux experts « nous n’avons pas disposé de ces tendances et avons tenté de les reconstituer par l’analyse ».
A cela s’ajoute un constat supplémentaire d’une importance capitale :
« - les candidats dans le quart de plan Nord-Est sont mieux expliqués par les scores qu’ils ont réalisés dans les urnes : B4, T3, R2, B3, L4, V1, G4, J1, G3, P2. Ce ne sont que des urnes dépouillées du 13 au 15 juin » ; le quart de plan Nord-Est regroupe les candidats de la tendance Nikonoff ; autrement dit, le résultat de ce groupe bien déterminé repose essentiellement sur les dépouillements survenus aux dates sur lesquelles repose la suspicion…
« - Les candidats dans le quart de plan Sud-Est sont eux mieux corrélés aux urnes T1, W1, D4, F1, V3. Ces urnes ne représentent pas mieux une série chronologique qu’une autre » ; en d’autres termes, les candidats de la tendance opposée qui ont été élus, l’ont été indépendamment de la date des dépouillements.
Sur cette base, les deux experts font un pas de plus : « afin de saisir les mouvements dans les urnes B4, T3, R2, B3, L4, V1, G4, V1, G4, J1, G3, P2, nous avons calculé les écarts de % aux exprimés entre les résultats donnés par ces urnes et le résultat global ».

Et voici leur conclusion : « Il est remarquable de noter que pour tous les candidats ayant obtenu plus de 34% des suffrages les écarts sont TOUJOURS signés de la même façon.
L’intensité des écarts ne peut non plus être expliquée.

La seule possibilité d’obtenir des écarts pareils c’est que les urnes aient été réparties et tirées, non pas au hasard mais en fonction de critères « politiques » permettant de les typer . Comme on peut typer des bureaux de vote PC, PS, UMP ou FN, ce qui ne correspond pas à la procédure suivie ».

 Le rapport JUGNOT part de l’hypothèse que, toutes les enveloppes parvenues jusqu’au 10 juin – soit la grande majorité des votes – ayant été regroupés par ordre alphabétique, « les lots constituent des échantillons aléatoires de l’ensemble des votants. Les groupements de lots, donc par exemple les jours de dépouillement constituent des échantillons aléatoires ». Pour qu’il en soit autrement, il faudrait que le vote de chaque adhérent soit lié aux premières lettre de son nom de famille. Cette dernière éventualité n’est cependant pas posée a priori comme impossible. Elle pourrait se vérifier dans deux cas :

1/ : si le scrutin a été organisé par ordre alphabétique et s’est étalé sur une période pendant laquelle la survenue de certains événements aurait pu influencer le comportement des électeurs ; mais « le risque ne semble pas se poser ici compte tenu de l’organisation du scrutin » ;

2/ : si le comportement des électeurs est affecté par la région à laquelle ils appartiennent (dans le cas des partis politiques, on sait que la position des fédérations n’est pas neutre) et qu’il existe un fort lien entre leur nom de famille et cette région ; « ce point n’est pas non plus impossible mais il est raisonnable de penser qu’il est de second rang ».
Ces précisions permettent d’apprécier la prudence avec laquelle le rapporteur a entendu procéder.
L’examen des résultats est fait en comparant, pour chacun des candidats, les résultats obtenus selon les jours de dépouillement. Le test utilisé consiste à mesurer la probabilité des écarts enregistrés par rapport à l’hypothèse théorique idéale dans laquelle les résultats seraient identiques. Dans la réalité il est évident que la plupart des résultats ne seront pas parfaitement superposables. Des écarts seront enregistrés, mais, leur probabilité est fonction de leur importance et la question consiste à savoir dans quels seuils de probabilité ils se situent statistiquement.

Suivent alors une série de comparaisons :
1/résultats obtenus, candidat par candidat, un jour de dépouillement donné par rapport à un autre jour,
2/ résultats obtenus par groupe de jours de dépouillement,
3/ résultats par groupes de jours de dépouillement et par groupes de lots,
4/ résultats entre lots dépouillés les 10 et 11 jin et ceux dépouillés les 14 et 15 juin
5/ résultats entre lots dépouillés les 10 et 11 juin et ceux dépouillés les 14 et 15 juin, pour les lettres communes.

Au terme de la première comparaison, l’expert constate que « les résultats des lots du 14 et 15 juin diffèrent fortement des lots dépouillés les autres jours et, qu’en revanche, ils sont proches entre eux » .
« La probabilité que les jours de dépouillement présentent les différences observées (notamment entre les lots dépouillés les 10 et 11 juin et ceux dépouillés les 14 et 15 juin) alors qu’il n’y a pas d’anomalie de vote, est faible. Elle est d’autant plus faible qu’à cette probabilité s’ajoute la probabilité que les lots « en écart » soient dépouillés de façon concentrée sur deux jours consécutifs ».

Pourtant, l’expert se refuse à conclure avant d’avoir levé deux objections possibles :

 1/ : « La probabilité que l’on conclue à tort à un écart significatif n’est pas nulle » : il n’est pas anormal que, dans une comparaison portant sur deux jours, il y ait quelques candidats pour lesquels les tests conduisent à conclure que les comportements sont différents ; cela est surtout vrai pour les échantillons de petite taille où les phénomènes de compensation se produisent moins et où des écarts identiques en valeur absolue représentent des écarts plus élevés en valeur relative.

 2/ : quand il faut choisir 24 candidats sur 62 (presque un sur deux), les résultats candidats par candidats ne sont pas totalement indépendants les uns des autres : si certains noms sont sur-représentés, d’autres seront mécaniquement sous-représentés ; a fortiori lorsqu’il y a ( ce qui était le cas) des listes implicites ou explicites.

Mais, toutes les autres comparaisons aboutissent à des résultats identiques à ceux qui ont été signalés plus haut. On soulignera alors cette précision décisive, formulée au terme de la comparaison numéro quatre (« candidat par candidat, entre les lots dépouillés les 10 et 11 juin (2658 bulletins) et ceux dépouillés les 14 et 15 juin (1863 bulletins), soit 83% de l’ensemble des bulletins étudiés ») et que confirme la cinquième et dernière comparaison : « Pour beaucoup de candidats, la probabilité d’avoir les résultats observés sur des lots réellement aléatoires est très faible, souvent inférieure à une chance pour 15000 et, pour plusieurs candidats, inférieure à une chance sur 1,7 millions ».

« Le point central, ajoute l’expert, est que les résultats globaux semblent statistiquement peu probables si les lots constitués à partir de lettres sont bien aléatoires ». Aux degrés de probabilité ( ou, si l’on préfère, d’improbabilité) évoqués, il faut donc envisager d’autres causes que les caprices du hasard.
S. Jugnot précise enfin : « A qui profite l’anomalie ne me semble en revanche pas relever de l’analyse statistique » .

 La même prudence et les mêmes scrupules méthodologiques se retrouvent dans l’expertise cosignée par Danièle GUILLEMOT, Laurent DAVEZIES et Loup WOLFF.

D’entrée de jeu, les auteurs regrettent de n’avoir pu travailler sur les bulletins eux-mêmes – comme je l’avais personnellement demandé - qui « en nous permettant d’identifier les comportements de vote individuels , nous auraient permis de mieux prendre en compte les modalités de ce scrutin et de chiffrer le degré de probabilité des écarts observés ».
Le tableau établi sous contrôle d’huissier fait figurer en ligne les noms des candidats et en colonne les différents lots établis en regroupant les bulletins de vote par ordre alphabétique. Les premières lettres du nom des électeurs ayant une incidence faible sur leur comportement, les lignes et colonnes devraient être largement indépendantes.

L’étude a donc pour objet de repérer les cellules du tableau qui s’écartent le plus fortement de cette « régularité statistique ». Précision importante : « Ce ne sont pas tant les cellules irrégulières , en elles-mêmes, qui attireront notre attention (il est tout à fait normal dans toute expérience réelle d’être confronté à des irrégularités statistiques). Mais plutôt une certaine régularité de ces irrégularités en faveur ou en défaveur de certains candidats et relativement à la chronologie du dépouillement des lots du bulletin ».

Le test dit du « Chi2 » permet de comparer le nombre de votes effectivement observés au nombre qui devrait théoriquement s’inscrire dans chaque cellule si l’hypothèse d’indépendance était vérifiée. Comme il ne fonctionne correctement qu’au-delà d’un certain nombre d’individus, l’expérience n’a été menée que pour les lots comptant plus de 70 votes exprimés. Il signale les cellules d’autant plus « irrégulières » que sa valeur est élevée.

Sur la base de cette épreuve, un tableau des 100 cellules les plus irrégulières fait apparaître la probabilité des écarts observés, soit par insuffisance (signe négatif), soit par excès ( signe positif). L’importance de certains écarts est impressionnante : « Par exemple, sous cette hypothèse, Geneviève Adam n’avait qu’une chance sur 10000 d’obtenir un aussi faible score dans le lot B3 » ; mais il y a infiniment mieux, car au vu du tableau qui présente l’ensemble des évaluations, on constate des écarts positifs ou négatifs dont la probabilité qu’ils aient pu spontanément se produire se mesure en cent millionièmes, en milliardièmes, en millionièmes de milliardièmes de chances et même, pour l’un d’eux – record absolu – en cent milliardièmes de milliardièmes de milliardièmes…On trouvera sans peine les exemples correspondant à ces niveaux de probabilités dans le rapport lui-même. Pour cette centaine d’écarts, concernant 42 candidats, les probabilités les plus élevées se mesurent à l’échelle du dix-millième.

Sur la base de ce tableau un graphique permet d’identifier deux groupes de candidats concernant les lots des 14 et 15 juin : ceux pour lesquels des scores anormalement bas et ceux pour lesquels des scores anormalement élevés ont été enregistrés : « Il est frappant d’observer à quel point les irrégularités sont datées : elles apparaissent massivement dans les lots dépouillés après le 14 juin ». En outre, dans la période en question, elles vont généralement dans le même sens.

Pour terminer, les experts signalent enfin un certain nombre de questions que, faute de temps, ils n’ont pas eu la possibilité d’approfondir. Ils se demandent notamment si, et dans quelle mesure, une analyse globale ne pourrait infirmer ou nuancer les résultats qu’ils ont obtenus , mais il leur semble cependant « peu probable que le diagnostic en soit significativement bouleversé

III- Synthèse des rapports :

Trois points doivent être mis en évidence :

1-Les scrupules évidents des tous les experts à ne pas conclure trop rapidement, à souligner les limites de leurs constats, à croiser les vérifications, à examiner les objections qui pourraient être faites à leurs propres déductions et à examiner les hypothèses alternative aux leurs.

2-La convergence des résultats obtenus sur la bases d’études menées selon des approches différentes ; ce qui ne peut que renforcer la portée des conclusions auxquels elles conduisent.

3-Le nombre des anomalies constatées qui, comme l’examen des tableaux le démontre, est assez élevé pour que celles-ci n’aient rien d’accidentel.

Ceci dit , nous pouvons reprendre une à une les différentes questions que je formulais dans le cahier des charges approuvé par tous, et auxquelles j’estime qu’il a été clairement répondu.

1- L’examen des résultats fait-il apparaître l’existence de lots atypiques ? Si oui quelle est le degré de probabilité de ces écarts ? Ceux-ci sont-ils concentrés sur une période déterminée des opérations de dépouillement ?

Les réponses sont unanimes. Oui il y a des lots atypiques clairement identifiables et identifiés dont chacun établit la liste et ces listes coïncident.

Les écarts sont bien concentrés sur une période clairement fixée aux dépouillements survenus les 14 et 15 juin.

La probabilité que ces écarts constatés , tant positifs que négatifs , puissent s’être produits sous le seul effet du hasard et sans intervention extérieure, est chiffrée et les résultats obtenus, sur la base de tests différents, se situent à des niveaux de probabilité confinant à l’impossible : les deux premiers rapports évoquent des taux de 1 pour 1,7 millions et nous avons vu les niveaux effarants enregistrés, sur d’autres critères, par le troisième rapport.

A ces niveaux, l’argument que les événements les plus improbables, lorsqu’ils se produisent, concernent bien des situations concrêtes ou des personnes déterminées ne paraît plus recevable : Maxwell lui-même, quand il prétendait que la loi de l’entropie (qui est le type même de loi probabiliste), pouvait être tenu en échec, était obligé de faire intervenir un démon sélectionnant les molécules lentes et les molécules rapides.

C’est bien notre problème : les écarts enregistrés n’ont pu l’être sans l’intervention d’un « Démon de Maxwell »…

2-Ces écarts se seraient-ils concentrés – dans un sens ou dans un autre,- sur des candidats marginaux (lesquels ?) dont en conséquence le sort se serait trouvé inversé d’un jour sur l’autre ? Peut-on constater des évolutions comparables d’autres candidats ? Si oui, ces évolutions seraient-elles de nature à conforter ou affaiblir les constats éventuellement opérés au niveau des candidats marginaux ?

Sur ce point également , les réponses ne laissent aucun doute. Les rapports soulignent que les écarts les plus importants concernent quelques candidats et toujours dans le même sens : positif, c’est-à-dire correspondant à des sur-représentations systématiques pour certains, et négatif, correspondant à des sous-représentation pour d’autres. L’analyse en composantes principales de Jean Chiche et Henri Rouanet a même permis d’identifier le groupes des candidats dont l’élection repose sur les écarts anormaux constatés dans les deux journées controversées et celui dont l’élection est indépendante des dates de dépouillement.

3- Les écarts mis en évidence pourraient-ils s’expliquer – et dans quelle mesure – par des effets aléatoires tels que : effets de dates ou de génération : les votes exprimés ayant évolué dans le temps sous l’influence d’événements extérieurs tels que des appels à voter en faveur de tel ou tel groupe de candidats ?
effets de grappe ou de liste provoqués par la concertation d’électeurs au sein de certains « collectifs » ou par la sollicitation directe de certains groupes d’électeurs ?
éventuellement d’autres effets auxquels on n’a pas pensé ici ?
L’examen des bulletins par ordre alphabétique est-il - ou n’est-il pas de nature à entraîner la dilution de ces effets, notamment en les étalant sur toute la durée du dépouillement ? Dans la mesure où ils se seraient exercés, suffiraient-ils à expliquer les écarts constatés ?

La concentration sur certaines dates du dépouillement, des différents événements extérieurs évoqués ici paraît fort peu probable à tous, en raison du mode de dépouillement par lettre alphabétique. Tous déclarent qu’il n’y a que fort peu de raisons pour que certaines lettres de l’alphabet en soient plus affectées que d’autres. Stéphane Jugnot va même jusqu’à examiner les conditions dans lesquelles cette conjonction pourrait se produire , avant de rejeter cette hypothèse.

L’impact sur les résultats, ressort du constat général que tous les candidats affectés par les « dérives » l’ont toujours été dans une direction bien déterminée : toujours à la hausse pour certains, toujours à la baisse pour d’autres. La seule explication pour qu’il en soit ainsi dit l’analyse Chiche-Rouanet est que soient intervenus des critères « politiques ». Il est particulièrement remarquable qu’au vu des anomalies enregistrées, les auteurs de cette analyse, quoique ignorants des « tendances » implicites qui s’affrontaient, soient parvenus à les reconstituer .

Au total donc :

 tous les experts s’accordent à reconnaître l’existence d’anomalies troublantes liées aux dates de dépouillement du scrutin ;

 ils estiment que la probabilité statistique des écarts enregistrés se situe à des niveaux qui relèvent de l’impossible et qu’il y a donc eu « manipulation » : jamais les écarts enregistrés et concentrés dans le temps n’auraient été possibles sans l’intervention providentielle de quelque « main invisible »…

 ils montrent enfin, que ces écarts ont effectivement faussé le résultat de élections.

Faut-il préciser que j’aurais préféré – de très loin – aboutir à la conclusion inverse, qui aurait contribué à apaiser les esprits. Mais, les choses sont ce qu’elles sont…

Je dois également préciser que , si la statistique permet d’affirmer la matérialité des faits avec un degré de probabilité situé au-delà de toute contestation, elle n’a rien à nous dire sur l’identité des personnes responsables de cette malversation. Cette recherche relève d’une autre approche. Il n’y a désormais plus rien à attendre, en la matière, de l’examen du matériel électoral, dont j’avais dès le début des controverses, demandé qu’il soit immédiatement effectué : trop de temps a passé dans des conditions insuffisants de protection des pièces concernées.

De ces conclusions me paraissent découler trois conséquences :

1-Elles confirment le bien-fondé de la décision prise par le CA, d’organiser de nouvelles élections ;

2-Elles imposent que la préparation des ces élections soit confiée à une commission mixte, composée de représentants des parties confrontées ou de personnes conjointement agréées par elles ;

3-Elles exigent qu’afin de prévenir toute nouvelle contestation – qui serait mortelle pour l’association – le déroulement et le dépouillement de ces élections soient organisés dans des conditions garantissant la sincérité des résultats. Il appartiendrait à la commission visée au point précédent, de déterminer les modalités de ces garanties : contrôle extérieur neutre ou opérations confiées à un organisme impartial.

Que l’on me permette de clore cette mission par un dernier appel :
ou bien ATTAC dépassera cette crise grave et retrouvera sa vocation initiale qui était de rassembler des personnes physiques et morales diversement engagées, autour des valeurs humaines qui leur sont communes ; ou bien ATTAC ne sera plus ATTAC – même une forme vide portant ce sigle continue à survivre…en état de coma si dépassé ; elle aura perdu toute légitimité à servir d’exemple et ses animateurs, quelle que soit leur position dans cette affaire, auront alors simplement démontré qu’elles n’étaient pas à la hauteur de leurs ambitions affichées.
J’en appelle – une fois de plus - à l’abnégation de tous. Il est grand temps qu’ATTAC reparte du bon pied.

Le 23-08-06

René Passet

synthese rapport de René passet

Rapport d’experts Jean Chiche, Henry Rouanet

Rapport d’experts Danièle Guillemot, Laurent Davezies, Loup Wolff

Rapport d’experts Stéphane Jugnot

Jugnot annexe 1

Jugnot annexe 2