BUREAU D'APPLICATION DES METHODES STATISTIQUES ET INFORMATIQUES

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1 BUREAU D'APPLICATION DES METHODES STATISTIQUES ET INFORMATIQUES DT 15/2008 Pauvreté et santé nutrtonnelle de l enfant au Congo Armel Moussana Hylod BAMSSII BAMSI B.P Brazzavlle

2 DT 15/2008 Pauvreté et santé nutrtonnelle de l enfant au Congo 1 Armel Moussana Hylod 2 Résumé : L objectf de cette étude est d dentfer les voes à travers lesquelles la pauvreté pourrat affecter la santé nutrtonnelle de l enfant et d analyser la force de ces lens. Dans l ensemble, l en ressort que la relaton entre pauvreté (mesurée par l ndce de rchesse) et santé de l enfant (mesurée par un ndce anthropométrque), est postve et très sgnfcatve. Mots clés : Indce de rchesse, santé nutrtonnelle de l enfant, talle pour âge, Z-score. 1 Centre Natonal de la Statstque et des Etudes Economques (CNSEE). E-mal : ambapour_samuel@yahoo.fr 2 Consel Natonal de Lutte Contre le Sda (CNLS). Nous tenons à remercer : G. Batsanga (CNSEE), M. Djouob (Mnstère de la santé et de la populaton), Etak Wa Dzon (CNSEE), S. Ouadka (CNSEE) et C. Massamba (Mnstère de la santé et de la populaton) pour leurs nombreuses remarques qu ont perms d amélorer la qualté de ce texte. Ces documents de traval ne reflètent pas la poston du BAMSI, mas n engagent que leurs auteurs. These workng papers don t reflect the poston of BAMSI but only ther authors vew 2

3 Introducton La relaton entre santé et pauvreté est souvent qualfée, dans la lttérature, de fort complexe, encore mal cernée et récproque. Dans le cas partculer qu nous ntéresse, cette relaton revêt un double aspect (Lnnemayr et Alderman, 2006). D un côté, la crossance économque (que l on suppose pouvor éradquer la pauvreté) condut à rédure la malnutrton. De l autre côté, la nutrton est un ngrédent clé du captal human consdéré comme facteur fondamental de la crossance économque. Dans ce paper, nous nous préoccupons partculèrement de la santé nutrtonnelle des enfants de mons de cnq ans. En effet, sauvegarder la santé au cours de l enfance est nécessare, car une santé compromse à un jeune âge peut avor des conséquences au cours de l âge adulte (Appax, 2003) : productvté et revenus plus fables, partcpaton socale rédute, pas de «retour» sur l nvestssement de la famlle dans la santé de l enfant vsble, Cela étant dt, l objectf de ce texte est d dentfer les voes à travers lesquelles, la pauvreté pourrat affecter la santé nutrtonnelle de l enfant et d analyser la force de ces lens. Pour caractérser l état de santé des enfants, les travaux antéreurs utlsent des données anthropométrques (talle, pods des enfants) ; parce que ces données sont smples, précses et ont fat l objet d un consensus pour estmer la malnutrton des enfants. Dans cette approche anthropométrque, nous avons prvlégé le facteur du retard de crossance mesuré par l ndcateur de long terme qu est la talle pour âge. Quant à la pauvreté, elle est appréhendée selon une approche non monétare. Un ndce de rchesse est construt à partr des bens durables possédés par les ménages. L ndcateur ans obtenu, est consdéré comme un proxy du revenu de long terme des ménages. Dans l étude des détermnants de la santé de l enfant, les travaux emprques précédents montrent qu l exste une lason postve entre les ressources du ménage et le statut nutrtonnel de l enfant. Cependant, l ntensté de cette lason peut varer d un pays à un autre : par exemple, elle est forte dans le cas du Bénn (Vodounou et Ahovey, 2004), modérée au Bangladesh (Grra, 2007) et fable au Mal (Penders et al, 2000). De façon générale, on peut dre que les ressources du ménage ont une ncdence très sgnfcatve sur l état de santé de l enfant en Afrque (Morrsson et Lskens, 2000). Dans le cas du Congo, la relaton entre la pauvreté non monétare et 3

4 le statut nutrtonnel de l enfant est analysée en deux temps. Dans un premer temps, on présente les résultats de la relaton drecte pauvreté statut nutrtonnel de l enfant, et dans un deuxème temps, ceux des détermnants du statut nutrtonnel de l enfant, sute à l ntroducton des varables de contrôle. Ce texte s artcule de la façon suvante. Le premer chaptre présente la source des données qu provennent essentellement de la premère enquête Démographque et de Santé réalsée par le CNSEE en Le second chaptre est consacré à la méthode d analyse utlsée. On présente d abord le modèle théorque qu s nspre prncpalement des travaux de Deolkar et Behrman (1988). Ensute, est fate une descrpton détallée des varables utlsées dans l étude. Enfn, on spécfe le modèle retenu pour étuder la relaton fasant l objet de ce paper. Le trosème chaptre fournt les résultats des estmatons économétrques. 1. Source des données Notre traval se fonde sur l enquête démographque et de santé du Congo réalsée en 2005 par le Centre Natonal de la Statstque et des Etudes Economques (CNSEE) avec l assstance technque de ORC Macro, nsttuton de coopératon amércane en charge du programme nternatonal des enquêtes démographques et de santé (Demographc and Health Survey). Elle a été réalsée grâce à l assstance fnancère et matérelle du Gouvernement du Congo, du Consel Natonal de Lutte contre le Sda (CNLS), par le bas d un don de l Agence nternatonal de développement (IDA- Banque Mondale) et du Fonds des Natons Uns pour l enfance (Uncef). L objectf global de cette premère enquête démographque et de santé état de dsposer des ndcateurs démographques et de santé ndspensables à la mse en place des poltques et des programmes et plus partculèrement à la fnalsaton du Document de Stratége de Réducton de la Pauvreté (DSRP) et au suv des Objectfs du Mllénare pour le développement (OMD). De manère spécfque, cette enquête vsat à attendre un certan nombre d objectfs dont les prncpaux sont : - recuellr des données à l échelle natonale, représentatves selon le mleu de résdence, et permettant de calculer dvers ndcateurs démographques, en partculer les taux de fécondté, de mortalté nfantle et juvénle ; 4

5 - analyser les facteurs qu détermnent les nveaux et tendances de la fécondté et de la mortalté des enfants ; - mesurer les taux de connassance et de pratque contraceptve par méthode, selon dverses caractérstques socodémographques des femmes et des hommes ; - recuellr des données détallées sur la santé maternelle et nfantle ; - détermner l état nutrtonnel des mères et des enfants de mons de cnq ans au moyen des mesures anthropométrques (pods et talle) ; - recuellr des données détallées sur la connassance, les opnons et atttudes des femmes et des hommes vs-à-vs des nfectons sexuellement transmssbles (IST) et du VIH/sda. La collecte des données sur l ensemble du pays de cette premère enquête démographque et de santé s est déroulée du 8 jullet au 23 novembre 2005 auprès d un échantllon aréolare, stratfé à deux degrés. Au total, dans 5879 ménages, 7051 femmes âgées de ans et 3146 hommes de ans ont été ntervewés avec succès. Cette enquête consttue donc une source d nformatons très rche. Elles apparassent cependant lmtées, lorsque qu l s agt d étuder la pauvreté monétare. En effet, l EDS du Congo ne comporte pas d nformatons relatves aux dépenses de consommaton et aux revenus, ce qu exclut la possblté de prendre en compte l aspect monétare de la pauvreté. Dans ces condtons, la relaton entre la pauvreté et la santé nutrtonnelle de l enfant sera axée sur une conceptualsaton non monétare de la pauvreté. Le nveau de ve des ménages sera estmé comme on l a déjà ndqué, à partr de certans de leurs actfs possédés. 5

6 2. Méthode d analyse 2.1. Le modèle théorque Depus quelques années, les approches mcro-économques de la santé susctent un grand ntérêt chez les économstes notamment, dans le cadre : - d une part, des travaux portant sur les nvestssements en captal human (travaux de Becker) - d autre part, des modèles de ménages agrcoles (Behrman et Deolkar, 1988 ; Strauss et Thomas, 1995). A cet effet, de nombreux modèles de comportement des ménages ont été construts. Cette modélsaton se base pour ce fare, sur une foncton d utlté qu dépend de la santé et de la nutrton de chaque membre du ménage, ans que des bens acqus ssus de la producton du ménage. On consdère un modèle statque où le ben-être du ménage W dépend de la foncton d utlté U de chaque membre (Matra et Ray ; 2001) : W = W ( U ) (1) A son tour, cette foncton d utlté dépend de la consommaton de chaque membre du ménage, de bens X, de losr L et d un vecteur H de bens produts par le ménage, θ,, 1 θ tels que la santé, l éducaton, la nutrton. Dans la sute, on H s ntéressera dans ce texte sur un élément partculer de θ qu est la santé nutrtonnelle de l enfant mesuré par un ndcateur anthropométrque appelé Z score. De plus, U est supposée dépendre auss de certanes caractérstques du ménage π h et d un terme aléatore ξ. La foncton d utlté peut alors s écrre : U = U ( X, L, θ, π, ξ ) h (2) Le ménage maxmse alors la foncton de ben être (1), sous la contrante budgétare et de la foncton de producton pour chaque élément de θ. Le chox d allocaton des ressources est fat sous la contrante budgétare suvante : px = ω( T L) + y (3) 6

7 avec p le vecteur des prx, ω représente le vecteur des salares des membres du ménage, T est le nombre d heures travallées et y représente tous les revenus non monétares. La foncton de producton pour chaque composante de θ peut être spécfée de la manère suvante : θ = θ ( I, π, π, π, ϑ) h c (4) Avec I les ntrants marchands ou non marchands (temps consacré aux sons de l enfant, usages préventf et curatf, pratques santares), caractérstques ndvduelles de l enfant (âge, sexe), ménage (éducaton des parents, revenu du ménage), π représente les π h les caractérstques du π c les caractérstques communautares (faclté d accès aux des sons) et ϑ les caractérstques ndvduelles, famlales et communautares non observées qu affectent la santé nutrtonnelle de l enfant. Dans la relaton (4), on peut fare remarquer que le vecteur des ntrants I nclut la consommaton des bens et servces qu contrbuent postvement au ben être du ménage. Ans, le chox entre la consommaton des bens et servces et celle des ntrants relatfs à la santé sont fats smultanément. En conséquence, toute estmaton qu ne tent pas compte de ce problème de smultanété, est potentellement basée. Ans de (4), on peut dédure une forme rédute de la résoluton du programme de maxmsaton du ben être du ménage où, les détermnants de la santé nutrtonnelle de l enfant ne dépendent désormas que d un ensemble des caractérstques de l enfant, des caractérstques du ménage ou des parents et des caractérstques de l envronnement ou de la communauté. z = f ( π, π, π, ε ) h c (5) avec z le Z score, ε un terme aléatore assocé au statut nutrtonnel de l enfant et aux caractérstques non observées. C est donc cette forme rédute (5) de la foncton de producton de santé qu fera l objet des estmatons économétrques. 7

8 2.2. Spécfcaton des varables On cherche à dentfer c, les prncpaux détermnants de l état nutrtonnel des enfants de mons de cnq ans en se basant sur l équaton (5) L état nutrtonnel de l enfant Il n exste pas un ndcateur unque de l état nutrtonnel en so. On utlse généralement des mesures approchées, qu rensegnent sur l état nutrtonnel va son mplcaton dans les dfférents processus ou fonctons physologques (Mare et al, 2001). En ce qu concerne les jeunes enfants, on se base sur les mesures anthropométrques (Behrman et Deolkar, 1988 ; Gbson, 2000 ; Strauss et Thomas, 1995) consdérées comme des ndcateurs objectfs de l état de santé (Waterlow et al, 1997). Dans ce cas, on dstngue classquement tros ndces : la talle par rapport à l âge ; le pods par rapport à la talle et le pods par rapport à l âge. Chaque ndce est exprmé en terme de nombre d untés d écart type (ET) par rapport à la médane de la populaton de référence nternatonale du NCHS/CDC/OMS. () Talle pour âge La mesure de la talle pour âge, est un ndce de malnutrton chronque, en ce sens qu l mesure les effets à long terme de la malnutrton et ne vare que très peu en foncton de la sason et de la collecte des données. Une talle trop pette pour un âge donné, est la manfestaton d un retard de crossance ou d un rabougrssement. () Pods pour talle Cet ndce donne une mesure de la masse du corps en relaton avec la talle. Il est consdéré comme un bon reflet de la stuaton nutrtonnelle actuelle (au moment de l enquête). Il est donc nfluencé par la pérode de la collecte des données. Cet ndce permet d estmer l émacaton généralement assocée à une perte de pods récente ou progressve. () Pods pour âge C est un ndce qu reflète à la fos et sans les dfférencer, les deux formes précédentes de la malnutrton, chronque et aguë. C est donc un ndce combné : un pods trop pett pour un âge donné est la manfestaton d une nsuffsance pondérale chez les enfants. 8

9 Dans notre étude, nous avons prvlégé l ndce talle pour âge 3 : z = ( t µ ) / σ ; t t où z est la talle pour âge, t la talle de l enfant, µ t médane de la valeur de référence et σ t écart type de la dstrbuton des talles (populaton de référence). Cet ndce est apprécé par les spécalstes (Beaton, cté par Mare et al, 2001) comme un ndcateur complexe, stable qu permet de juger sur le fond de l évoluton d un ensemble de facteurs de ve des famlles, le plus synthétque et c est la rason pour laquelle, l supplante progressvement les deux autres ndcateurs. C est un ndcateur clé de la qualté de la ve dans les pays en développement (Thomas, Strauss et Henrques, 1990 ; Glewwe, 1999). Il sera donc consdéré c comme un proxy de l état nutrtonnel de l enfant et est utlsé comme varable explquée dans notre modèle. En d autres termes, nous allons régresser la varable z (talle pour âge) sur les caractérstques ndvduelles de l enfant, de son ménage ou de ses parents et de l envronnement que nous spécfons c-dessous Les caractérstques ndvduelles de l enfant Parm les varables propres à l enfant nous en avons retenu un certan nombre (selon la dsponblté des données) que nous proposons de défnr 4. () L âge et le sexe de l enfant Pour un enfant d un sexe donné, l âge est un mportant détermnant de la crossance ndvduelle. Au fur et à mesure que l âge augmente, on observe une détéroraton contnue de l état nutrtonnel des enfants dans les pays en développement à cause des effets cumulés de l nsuffsance des apports nutrtonnels (Horton, 1988). L effet de l âge dans la détermnaton de la crossance ndvduelle peut être prs en compte de pluseurs manères. Sot on utlse la forme quadratque (Sharff et Ahn, 1995 ; Glewwe, 1997 ; Olanyan, 2002), sot on adopte un codage logque par ntervalles consécutfs (Strauss, 1990, Lnnemayr, Alderman, 2006). Généralement, on cherche à tester l hypothèse selon laquelle, jusqu à un certan âge, la malnutrton tend à 3 Dans ce texte, sont consdérés comme équvalents, les termes suvants : état nutrtonnel de l enfant, talle pour age, z-score. 4 Dans les pays en développement, l allatement joue un rôle mportant dans la crossance de l enfant. Malheureusement, faute de données complètes, cette varable n est pas prse en compte dans notre étude. 9

10 s accentuer, et au-delà de cet âge la tendance s nverse avec le changement almentare. Une recherche récente (Lefebvre, 2006) suggère que le sexe d un enfant a des effets mportants et étendus sur les comportements parentaux et les résultats famlaux. Une lttérature abondante ndque une préférence accordée aux enfants du sexe masculn dans beaucoup de pays en développement et partculèrement en Ase (Pal, 1999 ; Gangadharan et Matra, 2000). La malnutrton est alors plus fréquente chez les flles que chez les garçons (Behrman, 1988). En Afrque, selon une étude réalsée par l OCDE (Morrson et Lskens, 2000), et contrarement à ce que l on pourrat magner, les flles sont presque toujours prvlégées. Nous allons donc tester cette hypothèse de l absence de dscrmnaton à l égard des flles (Svedberg, 1990) dans notre échantllon qu est composé de 48,4 % de flles et 51,6% de garçons. () Le rang de nassance Quelques travaux emprques précédents prennent en compte l ordre des nassances comme facteur explcatf de la malnutrton des enfants (Horton, 1988 ; Pal, 1999 ; Grra, 2007). Il est suggéré que le rang de nassance semble avor un effet sgnfcatf sur la qualté de la ve, y comprs sur la mortalté nfantle (Gangadharan et Matra, 2000). Cependant, l on peut noter que l effet attendu de l ordre des nassances est ambgu. Certans affrment que les premers nés sont souvent avantagés. D autres, au contrare soutennent que les enfants de rang nféreur souffrent parfos d nsuffsance pondérale (Arf, 2004). Par alleurs, quelques recherches attestent que les enfants de rang élevé sont mal nourrs. La relaton entre le statut nutrtonnel de l enfant et l ordre des nassances est donc complexe (Behrman, 1988 ; Brdsall, 1991 ; Horton, 1988) et pourrat dépendre des ressources du ménage (comment les répartr dans le temps), des facteurs bologques et culturels. () L ntervalle des nassances Le rapprochement des nassances peut entraîner une défcence physologque de la mère, de telle sorte que l enfant peut avor un retard de pods et de talle à la nassance. Plus les nassances sont rapprochées, mons est de bonne qualté le lat maternel, notamment sous l effet d épusement physque de la mère. Il est évdent que les mères qu dovent élever en même temps deux enfants leur accordent mons de sons. En conséquence, on s attend donc à ce que l ntervalle de nassance pusse avor un mpact sgnfcatf sur les nveaux de malnutrton. 10

11 v) La présence d un jumeau Il a été constaté que l absence de jumeau amélore sgnfcatvement la talle. On explque ce fat bologque de la manère suvante : chaque jumeau souffre souvent à la nassance d un handcap qu l faudrat compenser par une almentaton et des sons adaptés (Morrson et Lskens, 2000). (v) Le nombre d enfants dans le ménage On veut savor s l nserton de l enfant dans sa fratre a une ncdence sur sa crossance. A cet effet, deux varables sont testées : le nombre d enfants de mons de cnq ans et le nombre d enfants dans le ménage 5. A pror, l effet attendu d une augmentaton de ces varables serat de détérorer la santé de l enfant. La présence d un nombre élevé d enfants de mons de cnq ans accroît la charge de la mère en matère de sons et par conséquent devrat avor un mpact négatf. Cependant, on pourrat magner, dans le cas de la varable «nombre d enfants dans le ménage» que les aînés peuvent s occuper des plus jeunes alors qu ls ne travallent pas encore, procurer des ressources aux parents s ls travallent (Handa, 1988). Dans ce cas, cette varable devrat avor une nfluence postve Les caractérstques des parents et du ménage () L âge de la mère à la premère nassance L effet attendu de l âge de la mère à la premère nassance sur la talle de l enfant et sur sa probablté d avor une crossance normale est ambgu. Du pont de vue bologque, l on pourrat supposer que les condtons physques d une mère jeune sont melleures que celles d une mère plus âgée. Dans ces condtons, une relaton postve est suspectée. S l âge est consdéré comme une varable approchée de l accumulaton d expérence en matère de sons, on pourrat penser qu une mère trop jeune est probablement mons mature et mons expérmentée. Dans ce cas, on peut s attendre à une relaton négatve 6. 5 La varable «nombre d enfants nés avant l enfant consdéré» est parfos utlsée. Vor Morrsson et Lskens (2000) pour plus de détals 6 Sur cet aspect, l y a également l effet de la composton du ménage dont fat parte la mère. Il est assez fréquent, y comprs au Congo, que les enfants soent prncpalement prs en charge par leurs grand-mères dans le cas où la mère a un âge très bas. 11

12 () Etat de santé de la mère Parm les varables caractérsant l état de santé de la mère, la lttérature précédente (Barrera, 1990 ; Strauss, 1990) retent entre autres, l ndce de masse corporelle comme facteur explcatf favorable à la crossance de l enfant. Il est défn par le pods en klogrammes dvsé par le carré de la talle en mètres. Selon Fogel (cté par Agbodj et Abalo, 2004), les valeurs extrêmes de cet ndce (mons de 18,5 sgne de défcence énergétque chronque ou plus de 30 sgne d obésté) sont pour la mère, respectvement des ndcateurs de mauvase santé ou de morbdté précoce. Grra (2007) ndque que cet ndce pourrat refléter la dsponblté de la nourrture au sen du ménage et qu une réducton dans l offre de la nourrture se tradurat par un ndce de masse corporelle plus fable de la mère et donc par un rsque de malnutrton plus élevé pour l enfant. ()Stuaton famlale de la mère Tros stuatons sont dstnguées : la famlle monogame (prse comme référence), la famlle polygame et la famlle monoparentale (la mère vt seule). Concernant la famlle polygame, on pourrat suspecter un mpact négatf de cette varable sur l état nutrtonnel de l enfant. En effet, on pourrat penser que les pères polygames devraent avor plus de charges que les autres c'est-à-dre, beaucoup plus d enfants et d adultes à nourrr. On pourrat également magner qu une femme vvant seule a mons de ressources. Dans ce cas, on peut s attendre à un mpact négatf sur la crossance de l enfant. Cependant, dans l étude déjà ctée, Morrson et Lskens notent que dans la plupart des pays, les mères qu vvent seules sont en général peu nombreuses et se dstnguent des autres par un nveau d éducaton plus élevé ou la possesson des bens durables. Dans ces condtons, une ncdence postve sur la crossance de l enfant n est pas à écarter. (v) L éducaton des parents Il exste une abondante lttérature sur le rôle postf de l éducaton des parents sur la santé des enfants (Thomas, Strauss, Henrques, 1990). A la sute des travaux de Schult (1984), on dstngue prncpalement cnq canaux d nfluence de l éducaton parentale sur la crossance de l enfant (Barrera, 1987 ; Behrman et Déolkar, 1988 ; Glewwe, 1999 ; Charasse, 1999 ; Agbodj et Abalo, 2004). Premèrement, l éducaton a un effet drect sur l acquston de connassances en matère de santé et d hygène. 12

13 Deuxèmement, l éducaton accroît les compétences générales en matère de lecture, de sens logque, ce qu permet de ben comprendre les nstructons du personnel sognant et de meux gérer les malades en prenant des ntatves. Trosèmement, l éducaton augmente la probablté d obtenr un emplo, d accroître le revenu total, ce qu en fn de compte permet d amélorer la santé nfantle. Quatrèmement, une melleure éducaton accroît le coût d opportunté du temps du traval et rédut donc le temps destné aux sons des enfants et à l allatement. Enfn, l éducaton peut affecter les préférences des parents. Ceux-c peuvent décder de lmter le nombre de nassances pour n avor que des enfants en bonne santé. Dans cette étude, on a retenu l éducaton de la mère, car bon nombre de travaux, ont montré que le nombre d années d études du mar/conjont avat peu d effet sur la santé de l enfant. D alleurs en Afrque, c est à la mère qu ncombent au premer chef les sons de l enfant. En fat, l aspect le plus détermnant pour la mère est qu elle sache lre et écrre. S tel est le cas, l y aurat absence de corrélaton entre la santé de l enfant et le nveau d nstructon de la mère. Cette hypothèse sera donc testée. Sa non acceptaton sgnferat qu une femme nstrute développerat plus d hablté pour les sons de l enfant, en partculer s elle sut des programmes de formaton sur la nutrton (Ahovey et Vodounou, 2004). Toujours dans ce cadre, nous avons ntrodut une varable d accès de la mère à l nformaton (accès à au mons un méda). Cette varable permet de contrôler les connassances probables de la mère en matère de nutrton et de sons de l enfant. (v) Revenu du ménage Le revenu est la varable centrale (ou varable d ntérêt) de notre étude. C est l une des varables les plus sgnfcatves dans la foncton de santé de l enfant (Pal,1999 ; Behrman et Wolfe, 1982 ; Thomas, Strauss et Henrques, 1991) et dans une certane mesure, elle détermne le montant des autres ntrants (nourrture, logement habllement, sons de santé, etc.). La relaton entre l état nutrtonnel de l enfant, représenté par la talle pour âge et le revenu a fat l objet de nombreuses études ayant condut à des résultats très varés (Gbson, 2000). Nous ne dsposons pas malheureusement du revenu ou des consommatons des ménages. Nous utlsons à la place un ndce de rchesse comme un proxy du revenu de long terme des ménages. Ce derner a été construt en utlsant les nformatons relatves aux bens durables 13

14 possédés par les ménages 7. La méthodologe d agrégaton 8 repose sur l approche de l analyse des correspondances multples (Ambapour, 2006). Par la sute, cet ndce est décomposé en cnq classes soco-économques (plus pauvres, pauvres, moyens, rches, plus rches) en foncton des bens possédés. Ces classes correspondent respectvement au premer, deuxème, trosème, quatrème et cnquème quntle. La décomposton ans fate pourrat nous éclarer quant à l exstence ou non de changements structurels quant à la varaton de la talle pour âge en foncton des ressources du ménage (Grra, 2007) Les caractérstques de l envronnement ou de la communauté Les effets de l envronnement (ou de la communauté) sur la santé de l enfant sont ben documentés dans la lttérature théorque. Le célèbre modèle de Mosley-Chen (1984), le modèle économque de la famlle de Becker (1981) et la foncton de producton de santé de Grossman (1972) ont montré l mpact drect ou ndrect des facteurs communautares sur la santé nfantle. Dans notre cas, compte tenu des données dsponbles, l s agt pour l essentel de l accès à l eau potable, à l électrcté, de l habtat : exstence ou non de tolette moderne, type de sol (en cment). Nombreuses sont les études qu ont ms en lumère l mportance de ces nfrastructures pour les pathologes nfantles et par la sute pour la malnutrton sur la santé de l enfant. Par exemple, l accès à l eau potable, l exstence de tolette moderne et d un sol en cment évtent de nombreuses malades, notamment ntestnales, qu affectent la crossance de l enfant (Morrson et Lskens, 2000). Par alleurs, l s agt auss des varables de localsaton spatale telles que le mleu de résdence ou la régon de résdence. En effet, l envronnement est dfférent d une régon à l autre ; et, dans beaucoup de pays en développement, on observe souvent une répartton négaltare des nfrastructures soco-santares entre le mleu rural et urban. Certans travaux emprques ont d alleurs prs en compte cet aspect et des analyses ont été effectuées en se basant parfos sur des échantllons séparés : urban, rural et natonal. 7 Sont exclues de l ndce de rchesse les varables suvantes : accès à l eau et à l électrcté, type de tolette et la nature du sol. Elles sont prses en compte séparément parce qu elles sont lées à la fos aux équpements collectfs et au patrmone du ménage. On pourra consulter l étude de Morrsson et Lskens pour des plus amples explcatons. 8 Certans auteurs utlsent l analyse en composantes prncpales. 14

15 2.3. Technques d estmaton Formes fonctonnelles Dans les applcatons, le modèle (5) est souvent approxmé par deux formes fonctonnelles. Dans la premère, la probablté pour un enfant d avor un rsque de crossance est décrt par un modèle logstque (Gbson, 2000 ; Badj et Boccafuso, 2006) : exp( xβ ) Pr( z = 1) = et Pr( z 0) 1 Pr( z 1) (1 + exp( x β )) = = = ( 6 ) où z = 1 s l enfant a un retard de crossance et z = 0 snon. La deuxème forme est le modèle lnéare suvant (Horton, 1986 ; Sharff et Ahn, 1995 : z = x β + e (7) x est le vecteur des varables explcatves qu peuvent être exogènes ou endogènes (Strauss et al 1991). Dans cette étude, seul le modèle (7) est consdéré Bas de sélecton et spécfcaton emprque L équaton (7) peut être estmée par la méthode des mondres carrés ordnares. Cependant, cette régresson souffre de quelques problèmes statstques susceptbles de baser les estmatons. En effet, dans notre échantllon, seuls les enfants en ve au moment de l enquête ont pu être mesurés : l y a donc ben un bas de sélecton dans la mesure où l on peut supposer qu l n y a pas ndépendance totale entre le fat d être en ve et l état de santé (Morrson et Lnskens, 2000). Dans un pays comme le Congo où la mortalté nfanto juvénle est élevée, l est possble que certans enfants de notre base de données ont pu mourr de fam. Ans dt, les enfants de notre échantllon possèdent donc des caractérstques partculères : plus résstants, meux nourrs, plus grands ; ce qu rsque de fausser les estmatons. Le mécansme de sélecton suppose que le fat observé de survvre ( s ) est détermné par une varable latente (non observable) s comme sut : 9 Les deux modèles donnent pratquement les mêmes résultats. 15

16 s 1 = 0 s s * 0 s s < 0 * avec s * wγ u = + (8) Où w est un vecteur de varables explcatves de surve et u un terme d erreur. Cela étant, l estmaton de l équaton (7) est donc condtonnée par la surve de l enfant, c'est-à-dre s = 1, ce qu cause le bas. Une stratége emprque exste pour corrger ce bas (Sharff et Ahn, 1995). En combnant (7) et (8), on utlse alors le modèle de sélecton suvant : s = wγ + u s * = * 1 s 0 z = x β + e, observé s s = 1 Comme on peut le constater, on est confronté à un système à équatons smultanées, dans lequel une d entre elles ne peut être estmée que sur un sous-échantllon dépendant d un régme détermné par l autre. En fasant ntervenr une caractérsaton totalement paramétrque du système, en supposant la normalté jonte des termes d erreurs des deux équatons, c'est-à-dre : 2 e 0 σ, e ρσ eσ u N 2, u 0 ρσ eσ u σ u le modèle peut être estmé par la méthode du maxmum de vrasemblance (Greene, 1997). Toutefos, on utlse souvent la procédure d estmaton en deux étapes d Heckman (1979) à la place. Dans cette procédure, l on suppose seulement la normalté de la perturbaton e et le fat que condtonnellement aux varables explcatves, la régresson de e sur u est lnéare, ce qu s écrt : e = ρσ u + υ, e avec : E( υ x, w, s ) = 0, et V υ σ ρ 2 2 ( x, w, s ) = e (1 ) 16

17 On peut montrer que (Lollver 2006) : E( z x, w, s = 1) = x β + ρσ λ, avec 10 : e φ( wγ ) λ = ϕ( wγ ) ; sot encore, z = xβ + ρσ eλ + υ ; ( 9 ) avec : E( υ ) = 0 ; et µ = ( wγ ) λ + λ. 2 V ( υ ) = σ σ ρ µ ; e e En statstque, λ est appelé nverse du rato de Mlls. Ans, la procédure en deux étapes consste dans un premer temps, à estmer l équaton de sélecton au moyen d un modèle probt ; on obtent alors un estmateur convergent de γ qu va servr à calculer ˆ λ : ˆ φ( w ˆ γ ) λ = ϕ( w ˆ γ ) ( 10 ) Dans un deuxème temps, on estme l équaton suvante : z = x β + ρσ ˆ λ + ζ, e ( 11 ) avec : ζ = υ + ρσ ( λ ˆ λ ) e L estmateur des mondres carrés ordnares portant sur la régresson (11) est alors convergent et asymptotquement normal. Par alleurs, la corrélaton ρ entre e et u théorquement dot être postve ; de plus s elle est sgnfcatve, l y a ben un bas de sélecton. 10 ϕ et φ représentent respectvement la foncton de répartton et de densté de la lo normale. 17

18 3. Résultats Il faut d abord fare noter que l on s est serv du test de Nakamura, Nakamura pour vérfer l endogéneté de quelques varables. Le manque d nstruments nécessares a condut à consdérer certanes d entre elles comme exogènes. C est par exemple le cas des varables relatves à la composton du ménage. Le caractère endogène d autres varables a été prs en compte en applquant la procédure de la régresson en deux étapes (Vodounou et Ahovey, 2004). Par alleurs, le problème d hétéroscédastcté a été résolu en utlsant la correcton de Whte. Enfn, la procédure Heckt de Stata a perms de rejeter l hypothèse d un bas de sélecton dans notre échantllon. Dans l analyse des résultats, on pourra constater que les pouvors explcatfs des modèles mesurés par le 2 R sont fables, mas conformes à ceux trouvés dans les travaux antéreurs (Arf, 2004 ; Guha-Khasnobs et Hazarka, 2006), compte tenu du fat que l état de santé d une populaton est dffcle à mesurer (Behrman et Deolkar, 1988) Relaton drecte : pauvreté - santé nutrtonnelle de l enfant Le tableau 1 donne les résultats de la régresson entre l ndce de rchesse et la talle pour âge, pour l ensemble des enfants et par sexe. Comme on peut le constater, l mpact de l ndce de rchesse est postf et très sgnfcatf, montrant qu une augmentaton de la rchesse du ménage de 10%, rédurat la malnutrton chronque de 6.3%. On observe par alleurs que les ressources du ménage semble prvléger un peu plus les flles que les garçons. La décomposton de l ndce de rchesse donne des résultats assez ntéressants. Le fat pour l enfant d appartenr à un ménage très pauvre qu à un ménage très rche accentue la malnutrton. Le même constat peut être fat pour les classes pauvre et ntermédare. Les coeffcents de régresson (en valeur absolue) ont tendance à décroître quand on passe de la classe plus pauvre à la classe plus rche. 18

19 Tableau 1. Relaton ndce talle pour age ndce de rchesse Ensemble Garçons Flles Coeff. t-stat Coeff. t-stat Coeff. t-stat Indce de rchesse *** *** *** Constante *** *** *** N =3824 N = 973 N=1851 F( 1, 3822) = F( 1, 1971) = F( 1, 1849) = R 2 = R 2 = R 2 = Note :***, **, * : sgnfcatf à 1%, 5% et 10% S l on prend en compte la décomposton de l ndce par sexe, et pour des valeurs sgnfcatves (au seul de 1%), notamment pour la classe très pauvre, on note un écart assez mportant entre le coeffcent des flles et celu des garçons. En effet, un accrossement d une unté de l ndce de rchesse détérore la talle pour âge de 0.56 untés chez les garçons et de 0.44 untés chez les flles. Tableau 2. Relaton ndce talle pour age et classfcaton selon le nveau de rchesse Ensemble Garçons Flles Coeff. t-stat Coeff. t-stat Coeff. t-stat Plus pauvres *** *** *** Pauvres *** *** Moyens ** *** Rches * Constante *** *** *** N = 3824 N = 1973 N=1851 F( 4, 3819) = F( 4, 1968) = 4.72 F( 4, 1846) = 6.65 R 2 = R 2 = R 2 = Note : ***, **, * : sgnfcatf à 1%, 5% et 10% Modalté de base : Plus rches 19

20 3.2. Les détermnants de l état nutrtonnel de l enfant Dans ce qu va suvre, on veut apprécer l effet net de la pauvreté sur la santé nutrtonnelle de l enfant. Pour ce fare, on ntrodut d autres varables dtes de contrôle. Ce sont en fat les caractérstques de l enfant, des parents ou du ménage, de la communauté et l envronnement que nous avons spécfé précédemment. Tros modèles de régressons sont proposés (tableau 3) Les caractérstques de l enfant Les résultats obtenus pour l âge sont conformes à la lttérature. On trouve des coeffcents sgnfcatfs au seul de 1% : négatfs pour l âge et postfs pour l âge au carré. En ce qu concerne le sexe, on obtent des coeffcents négatfs et sgnfcatfs au seul de 1%. Ce résultat confrme donc les résultats de Svedberg sur l absence de bas à l égard des flles. On constate que la présence d un jumeau détérore sgnfcatvement la talle. Ce résultat est conforme à ceux des travaux antéreurs. Un ntervalle entre la nassance de l enfant étudé et celu de l enfant précédent, a un effet sgnfcatf et postf sur sa talle. Notre étude montre que le rang des nassances n a aucun mpact sur la talle de l enfant. On constate enfn que l nserton de l enfant dans sa fratre n a aucune ncdence sur sa crossance Caractérstques des parents et du ménage S agssant des caractérstques de la mère, l état de santé de la mère représenté par l ndce de masse corporelle, exerce un mpact sgnfcatf et négatf sur l ndce de crossance de l enfant. Cela pourrat refléter le fat que la sécurté almentare au sen des ménages n est pas garante et détérore en conséquence le statut nutrtonnel de l enfant. Pratquement tous les travaux antéreurs ont confrmé le rôle de l éducaton de la mère. C est auss le cas de notre recherche où cette varable a un effet très sgnfcatf et postf sur la santé de l enfant. Une augmentaton du nombre d années d études de 20

21 la mère d une année accroît, toutes choses égales par alleurs, le score de crossance de Il faut soulgner par alleurs que le fat que la mère sache lre n a aucun effet sur l état nutrtonnel de l enfant : le coeffcent de cette varable est négatf et non sgnfcatf (modèle de régresson 2). On peut nterpréter ce résultat comme sut : «savor lre et écrre dans une langue sans fréquenter une école formelle n est pas suffsant pour mettre en pratque les leçons reçues en matère de nutrton et de sons de l enfant». En ncluant la varable «accès au mons à un méda», nous avons voulu vérfer l argumentaton de Thomas, Strauss et Henrques (1991) selon laquelle, l nfluence de l éducaton maternelle peut s nterpréter par une melleure compréhenson et récepton de l nformaton nécessare à amélorer la santé de l enfant ; et dans ce cas, étant donné le nveau d éducaton de la mère et les ressources du ménage, l accès aux dfférents médas devrat jouer un rôle postf. Cette hypothèse est rejetée dans le cas de notre échantllon. En effet, la varable accès aux médas a un effet postf mas cependant, elle n est pas sgnfcatve (Modèle 2 et 3). On constate que le statut famlal de la femme n ntervent pas dans le développement de l enfant. Le fat que la femme vve seule, ou en unon polygame n a aucun mpact sur le statut nutrtonnel de l enfant. L ndce de rchesse apparaît toujours comme un détermnant majeur du statut nutrtonnel de l enfant. Son coeffcent reste élevé et très sgnfcatf. Désormas une augmentaton de la rchesse du ménage de 10%, rédurat la malnutrton chronque de 4.3%. Ce résultat est proche de celu obtenu par Vodounou et Ahovey (2004), pour le Bénn (4%), mas très nettement supéreur à celu trouvé par Grra (2007) pour le Bangladesh, sot 0.8%. On constate auss, que l effet de l ndce de rchesse l emporte très largement sur celu de l éducaton. 21

22 Tableau 3. Relaton entre ndce talle pour age et les varables de contrôle Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Coeff. t-stat Coeff. t-stat Coeff. t-stat Caractérstques de l enfant Age de l enfant en mos *** *** *** Age au carré de l enfant en mos *** *** *** Sexe de l enfant (masculn) ** ** ** Rang de nassance de l enfant Intervalle en mos séparant l enfant consdéré avec son aîné *** *** *** Présence d un jumeau (base enfant né seul) *** *** *** Nombre d enfants dans le ménage Nombre d enfants de mons de 5 ans dans le ménage Caractérstques du ménage ou des parents Educaton de la mère (Nombre d année d études) *** *** *** La femme a accès à au mons un méda Femme sat lre Age de la mère en année à la premère nassance Age de la mère en année (au moment de la nassance) Etat de santé de la mère (Indce de masse corporelle ** ** de la mère) ** Stuaton famlale (Famlle monoparentale) Stuaton famlale (Famlle Polygame) Indce de rchesse (Revenu du ménage) *** *** Classfcaton socoéconomque Plus pauvres ** Pauvres Moyens Rches Caractérstques de l envronnement/communauté Le ménage a accès à l eau potable Le ménage a l électrcté Type de tolette du ménage ** ** ** Type de sol du plancher du ménage Mleu de résdence Mleu rural *** *** *** - Régon de résdence Brazzavlle ** ** ** sud ** ** ** nord Constante N = 3824 N = 3824 N = 3824 F( 24, 3799) = F(24, 3799) = F( 27, 3796) = R 2 = R 2 = R 2 = Note : ***, **, * : sgnfcatf à 1%, 5% et 10% Modalté de base : Stuaton famlale (famlle monogame), Régon de résdence (Ponte Nore), Mleu de résdence (Urban) 22

23 Les caractérstques de l envronnement (ou de la communauté) Certanes études ont découvert une lason assez solde entre l accès à l eau et à l électrcté et le statut nutrtonnel de l enfant. Contrarement à ces études, dans l échantllon de l EDS-1 du Congo, ces deux varables ne sont pas des facteurs sgnfcatfs de la crossance de l enfant. De plus les coeffcents de ces deux varables sont négatfs, c'est-à-dre qu ls n ont pas le sgne attendu. Il faut quand même noter que l accès à l eau potable et à l électrcté dépend en général de l état à travers leurs socétés natonales de dstrbuton d eau et d électrcté. On peut donc être branché à ces réseaux de dstrbuton et ne pas avor l eau ou l électrcté pendant une bonne pérode de l année. S agssant des deux varables sur l habtat, caractérsant les condtons de ve des ménages, seule la dsposton de tolette moderne a une ncdence postve et sgnfcatve sur la crossance de l enfant. Le coeffcent de la varable type de sol (cment), ben que ayant le sgne attendu n est pas sgnfcatf aux seuls retenus. On constate que les enfants du mleu rural sont désavantagés en talle de 0.3 ET par rapport à ceux du mleu urban. Enfn, on note l exstence d une dmenson régonale de la malnutrton. S l on prend Ponte-Nore comme référence, on constate que les enfants vvant dans la parte sud du pays sont favorsés. Un effet contrare est observé à Brazzavlle dont les enfants sont désavantagés de 0.2 ET par rapport à ceux de Ponte-Nore. Concluson Ce texte avat pour objectf, d explorer la relaton entre la pauvreté et la santé nutrtonnelle de l enfant en se fondant sur les données de la premère enquête démographque et de santé du Congo réalsée en 2005 par le CNSEE. Au-delà de cette relaton, nous avons voulu en fat analyser les détermnants du statut nutrtonnel de l enfant en fasant dépendre ce derner des caractérstques propres à l enfant, des caractérstques du ménage et des parents et des caractérstques de l envronnement ou de la communauté. A cet effet, des modèles de régresson ont été proposés et ont montré que pluseurs varables avaent une ncdence sgnfcatve sur le statut nutrtonnel de l enfant. Les pouvors publcs pourraent donc trer part de ces résultats pour, en partculer, combattre la malnutrton des enfants et, en 23

24 général, lutter contre la pauvreté. En effet, à partr de cette étude, et au vu des tests économétrques réalsés, on pourrat trer les prncpales conclusons suvantes : - premèrement, l étude a montré qu une augmentaton de l ndce de rchesse des ménages amélore très sgnfcatvement la nutrton des enfants ; que cette forte améloraton profte un peu plus aux flles qu aux garçons. Au regard de la décomposton de cet ndce, on pourrat suggérer q une poltque publque de transfert, c'est-à-dre celle qu modferat la dstrbuton des revenus en faveur des plus démunes (quntle le plus pauvre) pourrat être plus effcace ; - deuxèmement, les résultats des tests suggèrent des réflexons au centre desquelles se stuent la santé et l éducaton des femmes. D abord, l étude a ms en évdence le rôle négatf de la santé de la mère (à travers l ndce de masse corporelle) sur la crossance de l enfant, témognant de ce fat, l mportance de l nsécurté almentare dans les ménages. On sat que la répétton des nassances rapprochées affablt la mère. Accroître les écarts entre les nassances serat donc un élément fondamental pour amélorer la santé de l enfant et la dffuson des moyens de contracepton serat dans ce cas un objectf essentel. Ensute, l étude a confrmé le rôle de l éducaton maternelle dans la réducton de la malnutrton des enfants ; car une mère éduquée comprend meux les ensegnements relatfs à la nutrton de l enfant. Les pouvors publcs pourraent donc amélorer les condtons de ve des enfants en adoptant une poltque ben cblée concernant certanes dépenses de santé et d éducaton ; - enfn, l étude a révélé une dmenson régonale de la malnutrton. Une poltque d nterventon vsant à amélorer les condtons de ve communautares en zone rurale et à Brazzavlle serat souhatable. 24

25 Bblographe Agbodj, A.E., Abalo, K., (2005). Pauvreté dans les ménages et statut anthropométrque des enfants au Togo, Rapport ntérmare MIMAP, Equpe n 20 Ahovey, E.C., Vodounou, C., (2004). Pauvreté multdmensonnelle et santé de l enfant : quelques évdences de l enquête démographque et de santé du Bénn de 2001, INSAE, Bénn. Ambapour, S., (2006). Pauvreté multdmensonnelle au Congo : une approche non monétare, Document de Traval n 13/2006, BAMSI, Brazzavlle. Ambapour, S., Moussana Hylod, A., (2007). Pauvreté et fécondté au Congo, Document de Traval n 14/2007, BAMSI, Brazzavlle. Amemya, T., (1985). Advanced Econometrcs, Harvard Unversty Press, Cambrdge. Andrew, J., (2007). Appled econometrcs for health economsts, Radchffe Publshng. Appax, O., (2003). Impact économque de l nvestssement dans la santé de l enfant. Communcaton pour les XXVI-èmes journées des économstes franças de la santé, CERDI, Clermont-Ferrand, 9-10 janver 2003 Arf, G.M., (2004). Chld health and poverty n Pakstan, The Pakstan Development Revew, Vol 43, 3, pp Badj, M.S., Boccafuso, D., (2006). Nveau de ve du ménage et santé nutrtonnelle des enfants âgés de 0 à 59 mos au Sénégal : une analyse comparée avant/après la dévaluaton du franc CFA, Cahers de Recherche Unversté de Sherbrooke. Barrera, A., (1990). The role of maternal schoolng an ts nteracton wth publc health programs n chld health producton, Journal of Development Economcs, Vol 32, pp Bassole, L., (2007). Chld malnutrton n Senegal: does acces to publc nfrastructure really matter? A quantle regresson analyss. Mméo, Unversté d Auvergne. Behrman, J.R., (1988). Nutrton, health, brth order and seasonalty. Intrahousehold allocaton among chldren n rural Inda, Journal of Development Economcs, Vol 28, pp Behrman, J.R., Deolalkar, A.B., (1988). Health and nutrton, In Chenery, H. and Srnvan T.N. (Eds), Handbook of Development Economcs, (Amsterdam, North Holland), Vol. 1, pp

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27 Greene, W., (1997). LIMDEP Verson 7.0 User s Manuel, Revsed, Planvew, N.Y.: Econometrc Software, Inc. Grra, H., (2007). Les détermnants du statut nutrtonnel au Matlab : une analyse emprque. Centre d Econome de la Sorbonne, CES workng paper n 39 Handa, S., (1999). Maternal educaton and chld heght, Economc Development and Cultural Change, Vol. 47, 2, pp Heckman, J.J., (1979). Sample selecton bas as a specfcaton error, Econometrca, 47, pp Horton, S., (1988). Brth order and nutrtonal status: evdence from Phlppnes, Economc Development and Cultural Change, Vol 36, n 2, pp Jensen, R.T., Kaspar, R., (2001). Understandng the relatonshp between poverty and chldren s health, European Economc Revew, Vol 45, pp Kmh, A., (2002). Soco-economc determnants of health and physcal ftness n southern Ethopa, Dscusson Paper n The Hebrew Unversty of Jerusalem. The Center for Agrcultural Economc Research. Kouass, B., (2008). Pauvreté des ménages et accès aux sons de santé en Afrque de l Ouest, Karthala Lavy, V., Strauss, J., Thomas, D., De Vreyer, P., (1996). Qualty of health care, survval and health outcomes n Ghana, Journal of Health Economcs, Vol 15, pp Lefebvre, P., (2006). Dscrmnaton sexuelle dans les dépenses des ménages : survol de lttérature et évdences emprques pour le Canada, L actualté Economque, Vol 32, 1-2, pp Lnnemayr, S., Aldeman, H., (2006). Determnants of malnutrton n Senegal: ndvdual, household, communty varables, and ther nteracton, Mméo, World Bank. Lollver, S., (2006). Econométre avancée des varables qualtatves, Economca. Mare, B., Delpeuch, F., Martn-Prevel, Y., Fouéré, T., (2001). Nutrton et Pauvreté. Blan comparatf des enquêtes anthropométrques en Afrque Subsaharenne au cours des deux dernères décennes. In «Inégaltés et poltques publques en Afrque : pluralté des normes et jeux d acteurs». IRD, Karthala. Matra, P., Ray, R., (2001). The mpact of resource nflows on chld health: evdence from South Afrca, Mméo, Monash Unversty. 27