La croissance pro-pauvres dans les pays du Moyen-orient et de l Afrique du Nord

Transcription

1 La croissance pro-pauvres dans les pays du Moyen-orien e de l Afrique du Nord Mokaddem Lamia 1, Boulila Ghazi 2 e Haddar Mohamed 3 Résumé : L aricle analyse l impac de la croissance économique sur la pauvreé monéaire de neuf pays de la région du Moyen- Orien e de l Afrique du Nord (MENA) enre Pour caracériser la naure de la croissance de ces pays e formuler les poliiques e les sraégies appropriées qui permeraien de réduire la pauvreé, on a consrui pour ces neufs pays les indicaeurs de croissance e de poliiques pro-pauvres de Kakwani e Pernia (2000), de Kakwani e Son (2002) e de Kakwani (1993, 2001). Ces indicaeurs reposen sur la définiion relaive de la croissance e s appuien sur la méhode de la dynamique de décomposiion de la variaion du niveau de pauvreé de kakwani (1997). Ces indicaeurs, indiquen clairemen que la croissance joue un rôle crucial dans la réducion de la pauvreé. Touefois, la relaion croissance pauvreé n es pas idenique dans ous les pays. En effe, cerains on moins profié que d aures des opporuniés créées par l accéléraion de la croissance. Son impac sur la pauvreé a beaucoup varié d un pays à un aure e d une période à une aure en foncion du niveau de développemen e des inégaliés. L éude monre aussi que pour réduire la pauvreé les poliiques économiques de croissance son les plus appropriées dans les pays pauvres e les poliiques de redisribuions son les plus efficaces dans les pays les plus avancés e à fores inégaliés. Mos-clefs : Croissance, pauvreé, inégaliés, PED ; Code JEL: D63, F16, O24. I. INTRODUCTION Pendan de nombreuses décennies, les pays à faible revenu e à revenu moyen de la région du Moyen- orien e de l Afrique du Nord (MENA), on accordé une priorié à la croissance économique. Plusieurs poliiques e réformes insiuionnelles e économiques on éé conçues e mises en œuvre par une grande majorié de ces pays en vue de relancer la croissance économique e luer conre la pauvreé. Mais ces réformes n on pas réussi à redresser les performances économiques e à éradiquer la pauvreé dans ous ces pays. Le recul s es révélé rès héérogène au sein de cee région. En ermes de seuils de pauvreé définis à 2 $EU par jour, l indice numérique de pauvreé (c es à dire la proporion de la populaion vivan en dessous du seuil de pauvreé 4 ) aein en % en Maurianie; 46.2 % au Yémen ; 43.9 % en Egype ; 14.3 % au Maroc ; 18.7% en Turquie ; 15.1 % en Algérie ; 7.3% en Iran ; 7 % 1 Maîre assisane à la Faculé des Sciences Economiques e de Gesion de Tunis 2 Professeur à l Ecole Supérieure des Sciences Economiques e Commerciales de Tunis 3 Professeur à la Faculé des Sciences Economiques e de Gesion de Tunis 4 Source PNUD

2 en Jordanie ; e 6.6 % en Tunisie. Ces évoluions raduisen en grande parie les différeniels de croissance e de répariion de revenus enre ces pays. Ces fais on fai apparaîre une nouvelle conroverse sur le rôle de la croissance économique dans la réducion de la pauvreé. Pour cerains, la poliique économique devrai se focaliser sur la croissance économique puisque les mécanismes de marché assuren progressivemen une répariion égaliaire de ses bénéfices. Ces mécanismes on éé développés par la héorie du rickle down 5. Pour d aures enans de la hèse opposée de la «croissance pro -pauvres» (Bourguignon (2003), Kakwani e Pernia (2000), Kakwani e Son (2002)), ils posulen que les effors de réducion de pauvreé réalisés principalemen à ravers la simulaion de la croissance ne son pas suffisans e devraien êre accompagnés par des effors de réducion des inégaliés, Le présen papier s inscri dans cee dernière perspecive e propose une analyse comparaive d indicaeurs de croissance e de poliiques pro-pauvres dans neuf pays de la Région MENA: la Tunisie, l Algérie, le Maroc, l Egype, l Iran, la Turquie, la Jordanie, la Maurianie e le Yémen. Plus précisémen il s'agira i- d'esimer pour ces pays de la MENA, enre 1990 e 2004, l'impac de la croissance e de l'inégalié sur la pauvreé ii- de vérifier ensuie la naure de la croissance économique au niveau de ces pays à savoir si elle peu êre qualifiée de propauvres ou non, e enfin iii- de formuler des poliiques économiques. A cee fin, nous avons consrui pour chacun de ces pays sur la période , les indicaeurs de croissance e de sraégie pro-pauvres développés par Kakwani e Pernia (2000), Kakwani e Son (2002) e Kakwani(1993,2001). La consrucion de ces indicaeurs s appuie sur la méhode dynamique de décomposiion de la variaion du niveau de pauvreé de kakwani (1997). L analyse économérique employée uilisan des données de panel se base sur la méhode des moindres carrées généralisée (MCG). L aricle compore rois paries. La première es consacrée à un examen de la siuaion économique e sociale des pays reenus pour l éude. La deuxième présene le cadre analyique e la roisième présene la démarche empirique e analyse les résulas obenus. II. Des fais sylisés La région Moyen-Orien e Afrique du Nord (MENA) es une région d une grande diversié économique qui compore à la fois de riches économies pérolières du Golfe e des pays 5 Le erme "rickle down", qui désigne l'économie des reombées, décri, en fai, la croissance dans une économie de marché comme éan un processus inégaliaire du poin de vue disribuif e don les bénéfices se propagen uniquemen de manière graduelle e en général de façon incomplèe d'une minorié vers la majorié de la populaion. 2

3 pauvres en ressources, els que l Egype, le Maroc, e le Yémen. Les pays du Golf son dans une siuaion macroéconomique rès spécifique éan donné le rôle joué par les recees pérolières. On s inéresse ici aux seuls cas des pays à revenu faible ou à revenu moyen de la Région du MENA. Il s agi de la Tunisie, l Algérie, le Maroc, l Egype, l Iran, la Turquie, la Jordanie, la Maurianie e le Yémen. 1- Il es souven avancé que la pauvreé dans la région du Moyen- orien e de l Afrique du Nord (MENA), es parmi les plus faibles au monde. Si l on uilise les normes inernaionales fréquemmen employées, les chiffres de la pauvreé (mesurée par le revenu), monren que seulemen 1.47 % de la populaion vivaien avec moins de 1 $EU par jour en 2004 conre 2.33% en Mais à 2 $EU par jour, chiffre plus réalise pour une région à revenu moyen, 17 % de la populaion vivai dans la pauvreé (voir le ableau 1.A ci-dessous). Alors que ces aux de pauvreé son relaivemen faibles par rappor à d aures régions en développemen (En 2004 : Asie du Sud (74%), Afrique subsaharienne (73%), Asie de l Es e Pacifique (39.6%)), ce recul s es révélé rès héérogène au sein de cee région. En ermes de seuils de pauvreé définis à 2 $EU par jour, l indice numérique de pauvreé (voir le ableau 1.B cidessous)) es de 63.1% en Maurianie; 46.2 % au Yémen ; 43.9 % en Egype ; 14.3 % au Maroc ; 18.7% en Turquie ; 15.1 % en Algérie ; 7.3% en Iran ; 7 % en Jordanie e 6.6 % en Tunisie, enre Tableau 1.A. Incidence de la pauvreé avec les PPA (1993), calculée sur la base des seuils de pauvreé de 1,08 e 2 dollars par jour (pourcenage e en millions) Nombre de pauvres en Incidence de la Nombre de pauvres en Millions (1.08 $/J) Millions (2 $/J) pauvreé Incidence de la pauvreé ( 1.08 $/J) ( 2 $/J) / /0 4 Monde Moyen-Orien e Afrique du Nord Asie de l Es e Pacifique Europe e Asie cenrale Amérique laine e Caraïbes Asie du Sud Afrique subsaharienne Source : Ravallion M. e Chen S. Banque mondiale 2008 ; les chiffres finaux relaifs à l incidence son els qu acualisés au moyen de l ouil d analyse POVCAL (drgappsvr1) au 30 sepembre

4 Tableau 1.B Pauvreé dans quelques pays de la région MENA, calculée sur la base des seuils inernaionaux, e seuil naional Populaion vivan avec moins de 1$ par jour (*) % Populaion vivan avec moins de 2$ par jour (**) % Populaion vivan au dessous du seuil naional de pauvreé (**) % Maurianie Yémen Maroc Egype Jordanie Tunisie Turquie Algérie Iran (*)Source : Ravallion M. e Chen S. Banque mondiale 2008 ; les chiffres finaux relaifs à l incidence son els qu acualisés au moyen de l ouil d analyse POVCAL au 30 sepembre (**) Source PNUD (2006), les données se rapporen à l'année la plus récene disponible pendan la période indiquée. Ces évoluions raduisen en grande parie les différeniels de croissance e de répariion de revenu enre les pays de la Région de MENA. 2- Enre , la croissance du PIB par êe de la Région du MENA es passée de -0,12 % par an de 1981 à 1990 à 1.94 % enre 1990 e Malgré l amélioraion des résulas, la croissance demeure modese e loin derrière le aux de 7% obenu par les pays de l Asie de l Es e du Pacifique e celui de 3,43 % obenu par la région de l Asie du Sud. Mais les pays éudiés présenen des srucures e performances économiques héérogènes. Leur niveau de PIB par habian es rès inégal (en 2004, il allai de 807 à 7139 dollars en PPA, respecivemen pour le Yémen e la Tunisie). - Les économies riches en pérole e disposan d une main d œuvre abondane comme l Iran e l Algérie, qui on affiché des revenus réels par habian assez élevés respecivemen de 6916 e 6069 dollars (PPP) en En Algérie, les effes simulaeurs de la hausse des prix du pérole e du Gaz naurel on permis une fore relance des invesissemens publics, lesquels on éé conrecarrés par la baisse de la croissance du seceur indusriel suie aux mesures de privaisaion e de libéralisaion des échanges. Après une diminuion de 0.04% en moyenne enre 1981 e 1989, les revenus réels par habian on progressé à un aux de 0.62% enre 1990 e Par conre, en Iran, la croissance es resée plus vigoureuse (3.37 % enre conre 1.41% enre ) relaivemen par rappor aux aures pays exporaeurs de pérole de la région grâce aux réformes économiques qui on permis d appuyer le développemen du seceur privé e de relancer un seceur non pérolier plus imporan e dynamique. - les pays pauvres en ressources qui on lancé de vases programmes de réformes pour réablir l équilibre macroéconomique e promouvoir le développemen impulsé par le seceur privé. Ainsi grâce à ces mesures, la Tunisie par exemple a enregisré une croissance rapide e souenue. Le PIB réel par habian a augmené en moyenne de 0,64 % au cours de la décennie 4

5 qui a suivi le débu de l ajusemen srucurel du milieu des années 80 e la croissance es passée à 3.36 % enre 1990 e L Egype e la Turquie on aussi réalisé des aux de croissance du PIB réel / habian supérieurs à la moyenne de la région MENA (1.94 %). Pendan la période , ces deux pays on enregisré une hausse du PIB par habian consane respecivemen de 2.35% e de 2.25% en moyenne. La Turquie devance les pays du Maghreb du fai qu elle a déjà connu sa phase de décollage économique. Mais en raison des rois crises économiques, majeures survenues en 1994, 1999 e 2001, le pays n a pas réalisé de bonnes performances enre Cependan, suie aux programmes de reformes économiques la progression des exporaions, l'invesissemen e la consommaion on éé simulés e la croissance a repris son senier enre 2003 e La croissance de l'acivié économique a éé en revanche neemen inférieure à la moyenne régionale au Maroc, en Jordanie, au Maurianie e au Yémen. La Maurianie e le Yémen consiuen les pays les moins avancés de la région. Le PIB par habian es esimé respecivemen à 1783 e 807 dollars pour l année Dans ces pays la mise en œuvre des plans d ajusemen es inervenue dans une conjoncure exerne e inerne difficile enraînan un relaif échec qui a compromis les objecifs d accéléraion de la croissance e de la sabilié macroéconomique. Tableau 2: PIB réel par habian (PPP), Taux de croissance annuel moyen e Coefficien de Gini PIB PAR HABITANT (PPA* en dollars) Taux de croissance du PIB réel/ habian Coefficien de Gini / / Monde ,41 1, Moyen-Orien e ,12 1, Afrique du Nord Maurianie ,27 1, Yémen , Maroc ,71 1, Egype ,95 2, Jordanie ,46 1, Tunisie ,64 3, Turquie ,38 2, Algérie ,04 0, Iran ,41 3, Asie du Sud ,38 3, Bengladesh ,06 2,

6 Pakisan ,68 1, Sri Lanka ,44 3, Afrique ,96 0, subsaharienne. Benin ,63 1, Ehiopia ,69 1, Madagascar ,49-0, Kenya ,32-0, Cameroon ,72-0, Zimbabwe ,36-1, Rep.Afr. cenra ,02-1, Senegal ,18 0, Asie de l Es e ,06 6, Pacifique Europe e Asie cenrale , Amérique laine e ,81 1, Caraïbes Source : Banque mondiale 2006, Chen and Ravallion (2007), 3- Du poin de vue des inégaliés de revenu, l Amérique Laine e les Caraïbes se disinguen des aures régions par leur niveau plus accenué, suivi de l Afrique subsaharienne, de l Asie, du MENA e enfin de l Europe e d Asie cenrale. S agissan de l évoluion des inégaliés de revenus à l inérieur de la région de MENA, illusrée ici par l évoluion de l indice de Gin le ableau 2 ci-dessus, indique des écars imporans : les valeurs de l indice de Gini moyen s éenden de pour le Yémen à 0.44 pour l Iran, avec des baisses e des augmenaions enre 1981 e 2004: Les inégaliés des revenus on baissé en Jordanie, en Algérie, au Yémen e en Maurianie. En revanche, les inégaliés des revenus on augmené en Egype e en Iran les inégaliés des revenus on éé mainenues sables en Tunisie, en Turquie e au Maroc III. Le cadre analyique Pour analyser l effe de la croissance économique sur l évoluion de pauvreé des neuf pays de la région de MENA enre , on éudiera la décomposiion dynamique de la variaion de la pauvreé, on caracérisera la naure de la croissance de ces pays e on formulera des poliiques économiques pro-pauvres. 1. La décomposiion d une variaion de la pauvreé dans le emps 6

7 La liéraure sur la décomposiion de la pauvreé es abondane (Jain e Tendulkar 1990, Kakwani e Subbarao 1990, Da e Ravallion 1992, Kakwani 1997, Shorrocks 1999). La méhode de décomposiion perme d appréhender la conribuion de la croissance e de l inégalié à la variaion de la pauvreé monéaire. Il exise différenes façons de décomposer des changemens de la pauvreé monéaire au cours du emps. Les méhodes développées par Da e Ravallion(1992) e Kakwani(1997) semblen les plus rigoureuses e les plus uilisées. Ces éudes uilisen les indices de pauvreé développés par Foser, Greer e Thorbecke (FGT) en 1984 pour analyser l évoluion de la pauvreé monéaire. Ces indices possèden des propriéés inéressanes (ils son décomposables en sous-groupes d une populaion e addiifs) dans l opique de l élaboraion du profil de pauvreé. Foser, Greer e Thorbecke (1984) on consrui une classe d indicaeurs de pauvreé qui permeen à la fois pour différenes valeurs d'un paramère réel posiif de enir compe de la siuaion des pauvres. Ce paramère es appelé degré d'aversion pour la pauvreé. Ce ensemble de mesures es donné par: 1 i q z - y i P, ( ) (1) n i 1 z Où n = l'effecif de la populaion oale; q = l effecif de la populaion pauvre; z = le seuil de pauvreé ; y i = le revenu du ménage i pauvre e α = paramère d'aversion pour la pauvreé. L'ensemble de mesure P perme, pour différenes valeurs de (= 0,1,2) de mesurer l incidence de la pauvreé, sa profondeur e sa sévérié. En oure, de façon formelle, n'impore quelle mesure de pauvreé monéaire pourrai êre exprimée en foncion du revenu moyen (la dépense moyenne de consommaion), la ligne de pauvreé 6 (z) e d un indicaeur caracérisan la disribuion du revenu (L mesurée par la foncion de Lorenz). Ains en général oues les mesures de pauvreé peuven êre exprimées sous la forme suivane : P ( z, P, L ( p)) (2) La spécificaion de la pauvreé sous la forme donnée par la relaion (2) présene plusieurs avanages praiques noammen de pouvoir décomposer le changemen de la pauvreé en variaions dues respecivemen aux changemens du revenu moyen e de l inégalié e de calculer les élasiciés du revenu moyen e de l inégalié. 6 z ne dépend pas de ; c es-à-dire qu il y a un même seuil de pauvreé dans le emps. 7

8 Da e Ravallion (1992) on proposé une décomposiion des variaions de pauvreé enre deux périodes de emps e +1 (P,+1 ) en rois élémens qui son: i- un effe de croissance pure (G,+1 ) qui mesure la variaion de la pauvreé qui serai obenue si la courbe de Lorenz n éai pas modifiée, ii- un effe de redisribuion (I,+1 ) qui évalue la variaion de la pauvreé impuable à une variaion de la courbe de Lorenz lorsque le revenu moyen es consan, iii- un résidu (,+1 ) qui mesure l ineracion enre les effes de croissance e de redisribuion : P, 1 P( z, 1, L( p) 1) P( z,, L( p) ) P, 1 F( G, 1, I, 1,, 1) G, 1 I, 1, 1 (4) G 1 [ P( z /, L ) P( z /, L ), 1 r r I, 1 [ P( z /, L ) P( z /, L ) r 1 r Avec, P une la mesure de pauvreé, z la ligne de pauvreé, le revenu moyen au emps, L un veceur des paramères décrivan la courbe de Lorenz à (avec =1,2), r une dae de référence, P,+1 la variaion de la pauvreé enre e +1, G,+1 la conribuion de la croissance, I la conribuion de la redisribuion e ε le résidu. Deux criiques son généralemen adressées à l approche de Da e Ravallion. D abord, l effe résiduel don l inerpréaion es conroversée peu se révéler plus élevé que l effe de la redisribuion. Ensuie, l approche de Da e Ravallion (1992) considère habiuellemen la période iniiale comme référence. Si on prend la période finale comme référence, les résulas de la décomposiion changen. Le raiemen des années iniiales e finales es alors asymérique. D aures aueurs proposen d aures décomposiions qui éliminen le résidu e raien de manière symérique les années iniiales e finales. Par exemple, Kakwani (1997) énonce un cerain nombre de principes ou propriéés de la décomposiion e aboui à une approche die axiomaique. Cee méhode élimine le erme résiduel de la méhode de Da e Ravallion (1992) e exprime la variaion de la pauvreé enre la période i e la période j (P j ) enièremen en foncion de l effe de croissance pure (G j ) e de l effe de redisribuion (I j ) : z, L ( p) P z,, L ( p) f ( G, I ) Pi, j P, (5) j j i i j j Pour déerminer la forme de la foncion f(.), Kakwani (1997) énonce rois axiomes : Axiome 1 : Si G j = 0 alors P j = I j e si I j =0, alors P j = G j. Ce axiome signifie que le changemen de la pauvreé doi êre enièremen dû au changemen de croissance (l inégalié) si l effe de l inégalié (respecivemen «effe de croissance») es (3) 8

9 nul. Axiome 2 : Si G j 0 e I j 0 alors P j 0 e si G j 0 e I j 0 alors P j 0. Ce axiome indique que l'effe oal de pauvreé es posiif ou négaif, si les effes de croissance e d'inégalié son posiifs ou ous deux négaifs. Ce axiome sera saisfai si les dérivées premières de f(.) par rappor à G j e I j son respecivemen posiives. Axiome 3: G j = - G j,i e I j = - I j,i Ce axiome indique que si on va de la période erminale à la période iniiale, les effes son de même ampliude mais de signe conraire. Ce axiome garani une symérie enre les années iniiale e finale. En se référan à ces rois axiomes, Kakwani (1997) monre que f(.) es linéaire e addiive de la forme : P j f ( G j, I j ) G j I (6) j 1 G j [ P( z, j, Li) P( z, Li ) P( z, j, L j ) P( z, L j ))] 2 1 I j [ P( z, L j ) P( z, Li ) P( z, j, L j ) P( z, j, Li))] 2 Ainsi Kakwani (1997) démonre que la variaion de la pauvreé enre deux période i e j (P j ) es la somme de deux effes : un effe de croissance pure (G j ) e un effe de redisribuion (I j ). Kakwani (1997) a généralisé cee procédure de décomposiion à n périodes. 2. Croissance pro-pauvres : définiion e mesures 2.1 Le concep de croissance pro pauvres Au sens large, la croissance pro-pauvres (pro-poor growh) es définie comme oue croissance qui rédui significaivemen la pauvreé (OCDE, 2001 e Naions Unies, 2000). Deux définiions se dégagen des enaives visan à donner à ce concep une perinence analyique e opéraionnelle. Une définiion «absolue» (Ravallion and Chen, 2003): une croissance es pro-pauvres si elle accélère la croissance du revenu des pauvres, e donc rédui de façon absolue le nombre de pauvres, quelques soien les inégaliés. Dans ce cas là, on insise ici d abord sur le lien enre croissance e pauvreé. Une définiion «relaive» (Whie e Anderson, 2001 ; Kakwani e Pernia, 2000): une croissance es pro-pauvres si les pauvres en bénéficien plus que les aures, les pauvres bénéficien donc d une plus grande par du revenu global. Ce ype de croissance doi donc 9

10 s accompagner d une réducion des inégaliés. Une croissance sera donc pro-pauvres à parir du momen où la croissance réduira les inégaliés. On insise donc ici principalemen sur le lien enre croissance e inégalié. D un poin de vue héorique, le concep relaif de croissance pro-pauvres s appuie sur l abondane liéraure poran sur la décomposiion de la pauvreé (Jain e Tendulkar 1990, Kakwani e Subbarao 1990, Da e Ravallion 1992, Kakwani 1997, Shorrocks 1999). Le bilan des ravaux empirique indique que souven l'effe de la croissance économique sur la pauvreé es posiif e l'impac de l'inégalié sur la pauvreé es négaif. Cependan, la pauvreé peu s accroîre si l inégalié des revenus s accenue au cours du processus de croissance économique (voir l annexe 1 pour un bref aperçu de la liéraure empirique). 2.2 Les indicaeurs de croissance pro-pauvres : Les indicaeurs de croissance pro-pauvres consruis par Kakwani e Pernia (2000) e Kakwani e Son (2002) reposen sur la définiion relaive de la croissance (qui insise sur les changemens dans la disribuion) e s appuien sur la méhode de décomposiion de la pauvreé de Kakwani (1993, 1997). Rappelons que la conribuion de Kakwani (1997) monre que la réducion de la pauvreé dans un pays donné e à un momen donné dépend de deux faceurs: d une par, l augmenaion du revenu moyen de la populaion, à disribuion relaive des revenus inchangés, condui à une réducion de la pauvreé; d aure par, à revenu moyen inchangé, oue redisribuion des revenus en direcion des pauvres produi le même effe. Les deux indicaeurs de croissance pro-pauvres reenus dans cee éude son: i- l indice de croissance pro pauvres (ii) le aux de croissance équivalen de pauvreé. Ces indicaeurs nécessien au préalable d évaluer la sensibilié de la pauvreé à la croissance e l inégalié. L'élasicié oale de la pauvreé à la croissance ( ) mesure la modificaion de la pauvreé, suie a une variaion de la croissance. Cee élasicié mesure l'impac de la croissance sur la pauvreé monéaire quand l'inégalié peu égalemen changer avec la croissance. Elle donne un aperçu de l efficience de la croissance vis-à-vis de la réducion de la pauvreé, mais aussi de la manière don ce recul dépend des niveaux iniiaux d inégaliés e de PIB par habian, des changemens dans la disribuion du revenu e d aures faceurs. En héorie, une plus grande élasicié indique un schéma de croissance plus efficace pour réduire la pauvreé en raison d un recul des inégaliés ou d un faible niveau d inégaliés. Au dépar. Kakwani (1993,1997), Kakwani e Pernia (2000) démonren que l élasicié oale de la pauvreé δ peu êre exprimée en foncion de: l élasicié croissance de la pauvreé (η); l élasicié de la 10

11 pauvreé par rappor à l indicaeur de l inégalié ( ) e l élasicié de l inégalié par rappor à la croissance ( ). Ainsi : (7) η es l'élasicié croissance de la pauvreé. Elle mesure l impac d une croissance de 1% du revenu moyen sur la réducion de la pauvreé lorsque la répariion du revenu ne varie pas -effe de croissance pure-. es l élasicié de la pauvreé par rappor à l inégalié, en pariculier par rappor à l indice de Gini. L indicaeur de l inégalié mesure l impac d une augmenaion de 1% de l indice d inégalié sur la pauvreé, lorsque la croissance demeure inchangée - effe d inégalié-. es l élasicié de l inégalié par rappor à la croissance. Elle mesure la variaion du revenu par êe suie à une augmenaion de 1% de l indice d inégalié oues choses éan égales par ailleurs -effe de Kuznes-. C es à parir de ces élasiciés de la pauvreé que les indicaeurs de croissance pro-pauvres de Kakwani e Pernia (2000) e de Kakwani (1993,2001) son consruis. Ces deux indicaeurs son les plus uilisés pour caracériser la naure de la croissance d un pays e pour formuler les poliiques e les sraégies appropriées qui permeraien de réduire la pauvreé. L indice de croissance pro -pauvres (pro-poor growh index) de Kakwani e Pernia (2000) es une mesure du degré «pro-pauvres» de la croissance. Il représene le rappor enre la réducion oale de la pauvreé e la réducion de la pauvreé obenue en supposan l absence de changemen dans la disribuion des revenus1. L indice de croissance pro -pauvres noé, el que : (8) Si <0, la croissance es ani-pauvres, Si 0< <1, on parle alors soi de croissance faiblemen pro-pauvres( ) soi de modérémen pro-pauvres ( ) e soi propauvres ( ), Si 1, On parle alors de croissance foremen pro-pauvres. Touefois, ce indice ne croi pas, lorsque le aux de réducion de la pauvreé es plus élevé. Il ne capure que la disribuion des bénéfices de la croissance enre les pauvres e les non-pauvres. Il ne ien pas compe du niveau acuel de la croissance, puisque les modificaions de la pauvreé dépenden aussi de l effe croissance. Kakwani & Son (2002), pour remédier aux limies de l indice de croissance pro-pauvres défini par Kakwani & Pernia 11

12 (2000), ils proposen l équivalen pauvreé de la croissance (PEGR) comme une mesure alernaive de la croissance pro-pauvres. Le aux de croissance équivalen de pauvreé (PEGR) es défini comme le aux de croissance qui aura comme conséquence le même niveau de la réducion de pauvreé que le aux de croissance acuel ( ) si le processus de croissance n'avai éé accompagné d'aucun changemen de l'inégalié (quand chacun dans la sociéé avai reçu les mêmes avanages proporionnels de la croissance). Le PEGR es dérivé de la muliplicaion de l indice de croissance pro -pauvres ( ) par le aux de croissance de revenu moyen. Le PEGR ( *) peu êre écri comme : (9) *. Si * <0 nous sommes en présence d une croissance appauvrissane. Si 0< * <, la croissance es de ype «rickle down» 7, l indice de pauvreé baisse mais faiblemen parce que les inégaliés augmenen. Si * la croissance es pro-pauvres. L indice PEGR se rapproche de celui élaboré par Ravallion e Chen (2003) à parir du aux de croissance ordinaire 8. L ampleur de la réducion de la pauvreé es une foncion monoone croissane de γ * (plus γ*es grand, plus la pauvreé diminue dans le emps ). Par conséquen, maximiser γ* es équivalen à maximiser le pourcenage de réducion de la pauvreé. 3. Poliiques pro-pauvres : Aujourd'hu la grande quesion qui se pose es de savoir commen accélérer le ryhme de réducion de la pauvreé e de l inégalié? Quelles son les poliiques pro-pauvres les plus efficaces? C es en réponse à ces quesions que Kakwani(1993, 2001) propose l indicaeur «le aux marginal proporionnel de subsiuion enre la croissance e l inégalié des revenus». Ce indicaeur es défini comme un aux marginal proporionnel de subsiuion enre ces deux composanes e indique ainsi le pourcenage d accroissemen nécessaire du revenu moyen pour que la pauvreé ne change pas consécuivemen à une variaion de 1 % de l indice de 7 Le erme "rickle down", qui désigne l'économie des reombées, décri, en fai, la croissance capialise dans une économie de marché comme éan un processus inégaliaire du poin de vue disribuif e don les bénéfices se propagen uniquemen de manière graduelle e en général de façon incomplèe d'une minorié vers la majorié de la populaion. 8 l indice de croissance pro-pauvre Ravallion e Chen (2003) es défini comme le raio de la variaion de la pauvree oale, dans le emps, sur celle obenue en l absence d une modificaion de la disribuion que muliplie le aux de croissance moyen du revenu 12

13 Gin Ce aux es égal au rappor précédé du signe moins enre l élasicié parielle de la pauvreé par rappor à l indicaeur de l inégalié ( ) e l'élasicié croissance de la pauvreé (η). IGIT (10) Plus l'igti es grand (>1), plus grands son les avanages des poliiques pro-pauvres de redisribuion qui réduiraien l'inégalié, Plus l'igti es pei (<1), plus grands son les avanages des poliiques de croissance pro-pauvres. Kakwani(1993, 2001) démonre que i- l'igti augmene avec le niveau du développemen économique. Ceci signifie que des poliiques pro-pauvres de redisribuion seron plus efficaces pour des pays avec un niveau iniial de développemen économique plus élevé. En revanche, pour les pays de faible revenu, le recours à la réducion de pauvreé par seul inermédiaire de la redisribuion ne peu pas êre efficace. ii- l'igti augmene avec le niveau de l inégalié. Ainsi pour des pays où l'inégalié iniiale élevée, même de faibles de réducions de l'inégalié auron un impac significaif sur la réducion de pauvreé. Mais, n'impore quelle augmenaion de l'inégalié de revenu, au delà de son niveau couran, exige une fore croissance de revenu par habian pour mainenir le niveau exisan de la pauvreé. IV. Spécificaion e résulas empiriques L analyse empirique es réalisée sur un panel de 22 pays en développemen (PED) couvran la période (1990, 1993, 1996,1999 e 2004). Les PED reenus son 9 pays de la région de MENA - l Algérie, le Maroc, l Egype, la Tunisie, l Iran, le Yémen, la Maurianie e la Turquie-, 8 pays d Afrique subsaharienne e d Afrique ausrale - Bénin, Ehiopie, Madagascar, République d Afrique cenrale, Kenya, Cameroun, Zimbabwe, Sénégal e Namibie -, 3 pays d Asie du Sud - le Sri Lanka, le Bangladesh e le Pakisan- e un pays de l Asie de l Es -le Vienam-. L analyse économérique employée uilise la méhode des MCG. Les données uilisées dans cee analyse son irées des saisiques de la Banque mondiale, Global Povery Measures Méhodologie a) Indicaeurs de croissance pro-pauvres Pour consruire les indicaeurs de croissance pro-pauvres (l indice de croissance pro -pauvres ( ) e le aux de croissance équivalen de pauvreé (PEGR) ) e analyser l effe de la croissance économique sur l évoluion de la pauvreé enre 1990 e 2004 des 9 pays de la 13

14 région de MENA, il convien d abord d esimer l élasicié oale de la pauvreé par rappor à la croissance δ elle que formulée par la relaion (7). Pour ce faire, on déerminera l'élasicié croissance de la pauvreé (η) e l élasicié de la pauvreé par rappor à l indicaeur de l inégalié ( ). Selon la relaion (2) oue mesure de pauvreé monéaire 9 pourrai êre formulée en foncion du revenu moyen, la ligne de pauvreé 10 (z) e d un indicaeur caracérisan la disribuion du revenu (mesuré ici par l indice de Gini) 11. Pour un pays i e à l insan, la pauvreé monéaire 12 P pourrai êre exprimée ainsi : Pi, P( z /, ) (11) Les pourcenages de variaion de pauvreé dans le emps, G(P), son dégagés à parir de la différeniaion direce par rappor au emps de la relaion (10): Pi, / G( Pi, ). G( ). G( ) (12) Pi, Où G(µ ) e G( ) son respecivemen les aux de croissance du revenu par êe (µ ) e celui de l indicaeur d inégalié ( ) du pays i à l insan ; A l insar de Ali Abdel Gadir Ali(2001), une équaion de pauvreé es alors esimée, où le logarihme de l indicaeur de pauvreé (P) es la variable dépendane e le PIB par êe à prix consan ( ) e le coefficien de Gini ( ) son les variables explicaives. LogP (13) i=1..22 ; =1990, 1993, 1996, 1999,2002, Une mesure explicie de P, souven uilisée es l indice de pauvreé suggéré par Foser, Greer e Thorbecke (1984). 10 z ne dépend pas de ; c es-à-dire qu il y a un même seuil de pauvreé dans le emps. 11 La spécificaion de la pauvreé sous la forme donnée par la relaion (1) présene plusieurs avanages praiques noammen de pouvoir décomposer le changemen de la pauvreé en variaion due respecivemen aux changemens du revenu moyen e de l inégalié e de calculer les élasiciés du revenu moyen e de l inégalié. Pour que la mesure de pauvreé P change, il fau que change (avec fixe), que change (avec fixe) ou que e L changen simulanémen. Un changemen dans cape les effes de croissance, alors qu un changemen dans L cape les effes de redisribuion. 12 Une mesure explicie de P, souven uilisée es l indice de pauvreé suggéré par Foser, Greer e Thorbecke (1984). 14

15 L élasicié croissance de la pauvreé ( ^ ) e l élasicié de la pauvreé par rappor à l indicaeur de l inégalié ( ^ ) son déduies de l'équaion (13) esimée : ^ ^ 1 ; i=1..22 ; =1990, 1993, 1996, 1999,2002, 2004 ^ ^ (14) 2 En deuxième lieu, on déermine l élasicié inégalié de la croissance ( ) en s appuyan sur l hypohèse de Kuznes (1955) éablissan une relaion de ype U renversée enre inégaliés de revenus e croissance économique. La mesure de l'inégalié peu êre exprimée selon la forme foncionnelle suivane : ( ), avec 0 pour * e 0 pour *; (15) Où µ * es le revenu par êe à l éa saionnaire. S il y une relaion significaive enre θ e µ alors une élasicié de Kuznes peu êre esimée, κ = [d log θ/d logµ]. Pour évaluer l élasicié de Kuznes la spécificaion suivane es esimée: n 2 i, 0 1. i, 2. i, j. Z (16) J 3 i=1..22 ; =1990, 1993, 1996, 1999,2002, 2004 Avec, : le revenu par habian Z : aures variables de conrôle D après l hypohèse de Kuznes, les inégaliés de revenus s accroîraien dans les premières phases du processus de développemen avan de se sabiliser pour ensuie se réduire à parir d'un cerain seuil. Ceci implique immédiaemen qu'on s'aend à ce que l'élasicié de Kuznes soi posiive aux premières phases du développemen e négaive aux éapes posérieures du développemen. ^ ^ ^ 2 i, [ ]/ (17) En s appuyan sur l hypohèse de Kuznes, le aux de croissance de l indice de l inégalié des revenus G( ) peu êre exprimé en foncion du aux de croissance du revenu par habian G(µ), e de l élasicié de Kuznes, κ : G ( ). G( ) (18) La variaion de la pauvreé donnée par l équaion (12) peu êre écrie comme sui : 15

16 G( P ). G( ) *. G( ) [ * ]. G( ) (19) Enfin, l élasicié croissance de la pauvreé ( ) es obenue en divisan (19) par le aux de croissance de revenu par êe G(µ ) : ^ G( P ) ^ ^ ^ G( ) (20) Les indicaeurs de croissance pro-pauvres décris précédemmen on éé consruis, élasiciés pauvreé oale e parielle esimées (,,, e ). à parir des b) Indicaeur de poliique pro-pauvres : le aux marginal proporionnel de subsiuion enre inégalié e croissance (IGIT) Selon Arne Bigsen and Abebe Shimeles (2004), le choix efficace enre poliiques de croissance e poliiques de redisribuion pro-pauvres nécessie de prendre en considéraion dans le calcul de l indicaeur IGIT e donc dans le calcul des élasiciés de croissance e d inégalié de la pauvreé de l ineracion enre ces deux composanes de la pauvreé. Ce effe d ineracion enre inégalié e croissance n es pas pris en considéraion par Kakwani [1993] e par Ali e de Thorbecke [2000] qui reiennen l idenié (11) pour esimer les élasiciés d inégalié e de croissance de la pauvreé. A la différence de ces aueurs, pour esimer l indicaeur IGIT, nous reenons comme Arne Bigsen and Abebe Shimeles (2005) la spécificaion non linéaire de Augusin Kwasi Fosu (2002) de l'équaion de la pauvreé. Cee équaion es donnée par la relaion suivane : Log( Pi, ) 0 1. Log( ) 2.log( ) 3. Log( ). Log( ) (21) i=1..22 ; =1990, 1993, 1996, 1999,2002, 2004 Les élasiciés de la pauvreé par rappor au revenu par êe ( ^ *) e à l inégalié ( ^ par l effe d ineracion enre inégalié e revenu son déduies de l'équaion (21) : *) ajusées ^ ^ ^ ^ ^ ^ * 1 3 Log( ) ; * 2 3. Log( ) (22) 1 mesure l effe direc du revenu par habian sur la pauvreé. Le signe aendu de 1 es négaif. L augmenaion du revenu réel par habian ( ) rédui la pauvreé. 2 mesure l effe direc de l inégalié sur la pauvreé. Le signe aendu de 2 es négaif. L augmenaion de l inégalié des revenus es supposée réduire la pauvreé (oues choses égales par ailleurs) si le revenu par habian n aein pas un cerain seuil (effe de Kuznes): 16

17 2 3 3 mesure l effe d ineracion enre inégalié e croissance sur la pauvreé. Le signe aendu de 3 es posiif. L augmenaion de l inégalié rédui l impac de la croissance du revenu sur la réducion de la pauvreé. L IGIT es aisémen calculé à parir des élasiciés esimées (22): ^ ^ * IGIT i, ^ * 2. Résulas Esimaions économériques des élasiciés croissance pauvreé : effes de la croissance du revenu moyen e de l inégalié sur la pauvreé La méhode d esimaion de l élasicié croissance de la pauvreé décrie précédemmen a éé appliquée aux données de panel de 22 PED don 9 pays de la région de MENA e sur la période Afin de cerner le mieux possible la complexié de la pauvreé, rois indices son uilisés: i- le aux de pauvreé qui mesure la proporion de la populaion vivan en deçà du seuil de pauvreé (P 0 ); ii- l indice d écar de pauvreé qui rend compe de la disance moyenne qui sépare les pauvres du seuil de pauvreé (P 1 ) e iii- l indice d écar de pauvreé ajusé di de Forser Greer Thorbecke qui se défini comme le précéden à la différence près que la disance moyenne es pondérée par les disances elles-mêmes, en vue de enir compe des inégaliés enre les pauvres (P 2 ). 2. Le ableau ci-dessous affiche les résulas de l esimaion de l équaion de la Pauvreé (13) réalisées par la méhode des moindres carrées généralisée (MCG ). Le es de Hausman 13 rejee l hypohèse des effes fixes. En conséquence c es le modèle à effes aléaoires qui es reenu : Tableau 3: résulas empiriques (23) Log P 0 LogP 1 LogP 2 -, ,0009 -,00092 (-9,09) (-9,1) (-8,71),066,098,12 (5,45) (6,67) (7,36) Consane 1,28-1,084-2,82 (2,19) (-1,57) (-4,3) R-sq: 0,64 R-sq: 0,65 R-sq: 0,66 Nombre d obs = 132; Les chiffres enre parenhèses son les -de Suden. (24) 13 Hausman es un es de l orhogonalié des effes aléaoires e des variables explicaives qui sui asympoiquemen une loi de Chi 2 sous l hypohèse nulle d absence de corrélaion. 17

18 Dans un pays donné, la réducion de la pauvreé es largemen déerminée, à la fois, par le revenu par êe e le changemen de la disribuion du revenu. Le coefficien de la variable (PIB réel par êe) es de signe posiif e significaif au seuil de 5%. Ce coefficien monre qu une fore croissance rédui significaivemen la pauvreé. Le coefficien de la variable qui mesure le degré d inégalié e qui me l accen sur le rôle de la répariion de revenu dans la réducion de la pauvreé monre un signe posiif e significaif au seuil de 5%. Ce résula infirme la hèse de «Trickle down»selon laquelle la croissance es une condiion nécessaire e suffisane pour la réducion de la pauvreé. Ce résula confirme les prédicions de l approche de croissance pro-pauvres selon laquelle une réducion des inégaliés es nécessaire à la réducion de la pauvreé. ^ Tableau 4: Les élasiciés parielles déduies : ^ L élasicié croissance de la pauvreé L élasicié de la pauvreé de par ^ ^ rappor à l inégalié : P 0 -,00076, i 067, P 1 -,0009, i,098, P 2 -,00092,,12, Les ableaux (A2.1, A2.2, A2.3, Annexe 2) présenen les élasiciés de la pauvreé par rappor au niveau de vie revenu moyen e à l indice de Gini pour chaque pays e pour chaque année. L élasicié croissance de Kuznes ( ) es évaluée à parir de la spécificaion (17). Les variables de conrôle reenues son: L'indicaeur de dualisme approximé par le poids du seceur agricole dans l économie e mesuré par le raio PIB seceur agricole/pib oal (YA). Selon Ahluwalia (1976), dans une économie duale caracérisée par un seceur agricole à faible producivié e un seceur indusriel à plus fore producivié, le développemen engendre un ransfer inersecoriel. De ce fai lorsque la aille du seceur agricole diminue suie au passage de la main-d'oeuvre d'un seceur agricole au seceur moderne, oue l'économie passe dans le seceur moderne indusriel, l'inégalié impuable à l'écar inersecoriel disparaî e, une fois le plein emploi aein, l'inégalié diminue aussi dans le seceur moderne. Cee explicaion, es connue par "processus Kuznes". Le coefficien aendu de la variable Y A es posiif. La Taille de l Ea approximée par la par des dépenses publiques de consommaion dans le PIB (GOV). Les dépenses publiques de consommaion affecen la répariion du revenu soi direcemen à ravers des ransfers, subvenions e presaions sociales pour les plus pauvres, 18

19 soi indirecemen par l effe sur la croissance économique. Le premier effe es posiif. Le second effe es conroversé. Par exemple Barro (1997) a rouvé que les dépenses publiques de consommaion en pourcenage du PIB (calculées en déduisan les dépenses de défense e d éducaion) éaien corrélées négaivemen à la croissance. Au conraire, Devarajan, Swaroop e Zou (1996), Casell Esquivel e Lefor (1996), on mis en évidence une relaion posiive enre les dépenses de consommaion publique e la croissance économique. En oure, selon Deininger e Squire (1996), le progrès e l amélioraion de la répariion du bien-êre social supposeraien moins de dépenses publiques. Le coefficien aendu de la variable GOV peu êre soi posiif soi négaif. L esimaion de la relaion (15) es rapporée dans l'équaion (15 ) ci-dessous où les chiffres enre parenhèses son des de Suden : Ginii, e. i,.26. YAi,.27. ; GOV (15 ) (2.91) (2.54) (-1.82) (2.86) (2.0) Nombre d observaions = 132; R-sq: 0,13 ; Les coefficiens du PIB réel par êe ( ) e son carré ( 2 ) son significaifs e de signe aendu. L hypohèse de Kuznes es pleinemen validée. L inégalié des revenus commence par s accroîre, passe par un maximum, puis décroî pour des niveaux de revenu par êe. Le coefficien de l indicaeur du dualisme es du signe aendu (une baisse de 10 % du "dualisme agricole" enraîne, oues choses égales par ailleurs, une baisse de l'indice de Gini de 17,4 %) mais non significaif. Par ailleurs, au niveau macro-économique, le coefficien de la variable Gov es posiif e significaif, Ceci indique qu une maîrise des dépenses publiques de consommaion conribue à la réducion des inégaliés de revenu. De l'équaion (15 ) l'expression suivane de l'élasicié de Kuznes spécifique à chaque pays à un poin donné du emps peu êre dégagée: ^ = dg i, / G i, d / = [ ,47,e -07 *2* ]* [ */ G ] (16 ) A parir des valeurs esimées de croissance de la pauvreé : ^ ^ ^,,, pour chaque pays e à chaque insan l élasicié ^ ^ ^ ^ i, (19 ) i=1,22 ; =1990, 1993, 1996, 1999,2002,

20 Les effes probables de la croissance du revenu moyen e de l inégalié sur la pauvreé son appréciés au moyen des élasiciés de pauvreé par rappor au revenu par êe e à l indice de Gini présenés par les ableaux A2.1, A2.2, A2.3, Annexe 2. Plusieurs commenaires peuven êre ainsi formulés : 1. Conrairemen à Ravallion e Chen (1997, p, 378), à Bruno, Ravallion e Squire (1998, p127) e à Collier e Dollar (2000), qui ne rouven aucune différence significaive à ravers des régions dans la réponse des mesures de pauvreé à la croissance e qui affirmen que l élasicié croissance de la pauvreé es de -2 parou, ou pour cerains es de -1.4, les résulas de nos esimaions monren que cee élasicié n es pas consane, elle dépend du niveau iniial de développemen économique du pays. L élasicié croissance de la pauvreé diffère rès largemen d un pays à l aure, ainsi en 2004, l impac d une croissance de 1% du revenu moyen des ménages s échelonne enre une baisse modese de 0.9% e de 0.49% du aux de pauvreé respecivemen en Maurianie e au Yémen e une chue impressionnane de 6% en Tunisie e en Turquie. 2. Les résulas monren clairemen que la croissance économique es une condiion essenielle du recul de la pauvreé monéaire, e qu en règle générale, plus la croissance a éé fore, plus la baisse de la pauvreé monéaire a éé marquée. Ains il ressor de nore analyse que l ampleur des élasiciés de la croissance es supérieure à deux pourcen dans les pays à revenu e croissance élevée. Une augmenaion de 1 % du revenu peu induire un recul de 6 % du aux de pauvreé (dans les pays à croissance e revenu moyen élevés: exemple la Tunisie e la Turquie) ou de seulemen 0.4 % (en présence d un revenu moyen faible, (exemple:yémen)). Ces résulas confirmen la conclusion de Nanak Kakwani & Hyun H. Son (2004) e Lopez & Cord (2005) que l élasicié croissance de la pauvreé dépend posiivemen du niveau iniial de développemen. 3. La valeur absolue des élasiciés varie avec le coefficien d aversion pour la pauvreé. Par exemple, au Yémen, e au Maurianie, les élasiciés croissance de la pauvreé enden à diminuer avec «le coefficien d aversion pour la pauvreé», ce qui signifie que dans ces pays un processus de croissance économique qui ne s accompagne pas d une élévaion de l inégalié des revenus es suscepible de profier plus aux classes inermédiaires qu aux rès pauvres. En revanche, en Tunisie, en Turquie, en Algérie, en Jordanie, au Maroc e en Egype, la valeur absolue des élasiciés semble plus élevée pour des mesures de la pauvreé qui son sensibles aux ransfers de revenu parmi les plus pauvres. Dans ces pays la croissance économique profie plus aux rès pauvres qu aux classes inermédiaires. 4. Un des résulas les plus imporans es que l évoluion des inégaliés pendan un épisode 20

21 de croissance influe sur la manière don les pauvres peuven profier d un niveau de croissance donné. Dans le cas ou une augmenaion de l'inégalié des revenus es observée, la pauvreé s'aggrave. En effe, d après les résulas des esimaions, une augmenaion de 1% de l'indice de Gini enraîne en 2004, une hausse de l'incidence de la pauvreé comprise enre 1.92 e 2.51%. La fore sensibilié de la pauvreé à la hausse de l inégalié des revenus a neuralisé l impac de la croissance sur la réducion de la pauvreé surou dans les pays à faible revenu. C es le cas du Yémen e de la Maurianie. Le fai que l élasicié de la réducion de la pauvreé par rappor à la croissance diminue lorsque les inégaliés de revenu augmenen monre bien que la paricipaion des pauvres à la croissance es plus imporane si ces inégaliés s esompen. En d aures ermes, l impac de la croissance sur la réducion de la pauvreé es neemen plus imporan lorsque les inégaliés de revenus au dépar son peu marquées. La naure de la croissance économique : pro-pauvres ou pro-riches? Les pays de l échanillon reenu on éé réparis en rois classes, suivan la valeur prise par l indice de croissance pro-pauvres: La croissance es modérémen pro-pauvres : 0,33< 0,66 Tableau 5 : Indice de croissance pro pauvres ( ) (2004)* MENA Yémen e Maurianie La croissance es pro-pauvres : 0,66< < 1 Maroc, Egype, Algérie e Jordanie Croissance foremen pro -pauvres : 1 Tunisie, Turquie, Iran * voir Annexe 2 pour plus de déails Aures régions Bénin, Ehiopie, Madagascar Madagascar, Rep, Afrique Cenral, Kenya, Cameroun Les pays don la croissance économique es modérémen pro -pauvres son des pays à revenu par êe e à aux de croissance relaivemen faible e où l inégalié des revenus a rédui subsaniellemen l'impac de la croissance sur la pauvreé. Dans ces pays l'élasicié croissance de la pauvreé es faible, inférieure à 1 %. Il en résule un indice de la croissance inférieur à l unié. Par conre, pour les pays à croissance pro -pauvres noammen la Tunisie, la Turquie e l Algérie, l indice de croissance pro - pauvres es supérieur ou égal à un, (Voir ableau : A2.4, A2.5 A2.6, Annexe 2). Pour mesurer la croissance pro-pauvres, on a aussi calculé à parir de l indice de croissance pro-pauvres, le aux de croissance équivalen à la pauvreé (Voir ableau : A2.4, A2.5 A2.6, Annexe 2). Les pays de l échanillon reenu on éé réparis en rois classes, suivan la valeur prise par ce aux : 21

22 Tableau 6: Taux de croissance équivalen de pauvreé * de 2004* Croissance appauvrissane Yémen e Maurianie y *<0 croissance de ype «rickle down» O< y *< y Croissance pro-pauvres y y * * voir Annexe 2 pour plus de déails Maroc, Egype, Jordanie e Algérie e Iran Tunisie, Turquie, e l Iran Le aux de croissance équivalen de pauvreé es égal au aux de croissance réel dans les rois pays de la région MENA : la Tunisie, la Turquie e l Iran, suggéran que dans ces pays les pauvres on bénéficié proporionnellemen beaucoup plus que les riches. En revanche, les résulas des esimaions monren que l indice PEGR es compris enre 0 e le aux de croissance annuel du revenu moyen qui es, respecivemen compris enre 0,53 e 0,72 au Maroc ; 1,63 e 2,23 en Egype e 4 e 5,1 en Jordanie e 3, 24 e 3,6 en Algérie. Les résulas monren qu en 2004, au Yémen e au Maurianie, le aux de croissance d équivalen pauvreé éai négaif. Ceci me en évidence le fai que la récession qu on connu ces deux pays en 2004 a éé pariculièremen défavorable aux pauvres La naure de Poliiques économiques pro-pauvres : de croissance ou/e de redisribuion Le ableau ci-dessous présene les résulas de l esimaion de l équaion de la Pauvreé (21) réalisé par la méhode des MCG. Le modèle à effes aléaoires qui a éé reenu : Log ( ) -12,5 (-4,28) Log( ) -17,4 (-3,08) Log ( )*Log( ) 2,72 (3,52) Consane 85,05 (3,98) R-sq: 0,61 Tableau 7: Esimaion de l équaion (21) Log P 0 LogP 1 LogP 2-12,7-11 (-3,66) (-2,90) 15,62-11,2 (-2,32) (-1,52) 2,63 (2,88) 80,73 (3,17) R-sq: 0,63 Nombre d obs = 132; Les chiffres enre parenhèses son les -de Suden 2,15 (2,15) 64,4 (2,30) R-sq: 0,63 Les coefficiens esimés son significaifs e de signe aendu. Il es possible à ce niveau de calculer à parir de l équaion esimée (21), pour les pays de l échanillon reenu, les élasiciés de pauvreés ajusées e le aux marginal de subsiuion enre la croissance e l inégalié, IGIT. Ce indicaeur appréhende le pourcenage d accroissemen du revenu moyen qui es nécessaire pour que la pauvreé n augmene pas consécuivemen à une 22