BUREAU D'APPLICATION DES METHODES STATISTIQUES ET INFORMATIQUES DT 14/2007 Pauvreté et fécondté au Congo Samuel AMBAPOUR Armel MOUSSANA HYLOD BAMSSII BAMSI B.P. 13734 Brazzavlle
DT 14/2007 Pauvreté et fécondté au Congo Samuel AMBAPOUR* Armel MOUSSANA HYLOD** Résumé : Dans ce texte, on se propose d analyser la relaton entre pauvreté et fécondté à partr des données de l Enquête Démographque et de Santé (EDS) du Congo de 2005. Cette relaton qu a déjà fat l objet de nombreuses recherches dans dfférents pays, a suscté de nombreux débats dans la lttérature démo-économque. Il ressort que, l assocaton pauvreté et fécondté donnent des résultats paradoxaux étrotement dépendants des ndcateurs de mesure de la pauvreté. Dans ce paper, la pauvreté est abordée selon une approche non monétare et multdmensonnelle ; plus précsément, elle est appréhendée selon tros sous approches : actfs essentels, stratfcaton socoéconomque du nveau de ve des ménages, et approche des capabltés de Sen. Quant à la fécondté, l ndcateur retenu est la parté : nombre d enfants qu a eu une femme au cours des cnq dernères années précédant l enquête. Les résultats des analyses économétrques montrent qu effectvement, le sens de la relaton entre pauvreté et fécondté peut dfférer d un ndcateur de pauvreté à l autre. Mots-clés : actfs essentels, capabltés, fécondté, fonctonnements, pauvreté non monétare, stratfcaton soco-économque. * CNSEE BP 2031 Brazzavlle. E-mal : ambapour_samuel@yahoo.fr **Ingéneur Statstcen au CNLS (stagare au CNSEE au moment de la rédacton de ce texte). Ces documents de traval ne reflètent pas la poston du BAMSI, mas n engagent que ses auteurs. These workng papers don t reflect the poston of BAMSI but only ther authors vew 2
Introducton La relaton entre pauvreté et fécondté qu a déjà fat l objet de nombreuses recherches dans dfférents pays, a suscté de nombreux débats dans la lttérature démo - économque. Il ressort que, l assocaton pauvreté et fécondté donnent des résultats paradoxaux 1 étrotement dépendants des ndcateurs de mesure de la pauvreté (Schoumaker, 1998 ; Schoumaker et Tabutn, 1999 ; Schoumaker, 2004). En effet, on note des ndcateurs très varés tant pour la pauvreté (revenu total du ménage, revenu par personne, ndcateur composte, classe soco-économque, etc.) que pour la fécondté (ndce synthétque de fécondté, parté par âge, descendance par âge, taux global de fécondté, etc.). Dans ce paper, l ndcateur retenu pour la fécondté est la parté : le nombre d enfants qu a eu une femme au cours des cnq dernères années précédant l enquête. Quant à la pauvreté, elle est abordée selon une approche non monétare et multdmensonnelle 2 ; plus précsément, elle est appréhendée selon tros sous approches (Beaulère, 2004) : actfs essentels, stratfcaton socoéconomque du nveau de ve des ménages, et approche des capabltés 5 de Sen. Dans la premère approche dte tradtonnelle, certans éléments lés à l habtat et au confort sont utlsés comme régresseurs dans l étude de la relaton pauvreté - fécondté. Dans la deuxème, qualfée de restrente, toujours à partr des actfs physques lés à l habtat et aux bens durables, on construt un ndcateur de rchesse pour chaque ménage, lequel ndcateur permet de grouper les ménages en dfférentes classes. Dans l approche des capabltés ou des fonctonnements de Sen, on s appue sur une mesure mcro-dmensonnelle de la pauvreté. Les dfférents actfs physques et bens durables sont regroupés et notés selon les nveaux de précarté ou de non précarté. Au sen de chaque groupe, une sommaton est ensute effectuée et un nveau de subsstance est chos. Les fonctonnements qu en résultent sont exprmés en termes d écarts ou de défcts par rapport au nveau de subsstance respectf. L analyse de la relaton pauvreté-fécondté se stue dans l optque de la Nouvelle Econome de la Famlle (New Home Economcs) selon laquelle, l est possble d applquer aux comportements démographques les nstruments classques de la théore du consommateur. En d autres termes, cette analyse englobe les varables 1 Lettre du CICRED n 2, 2000 (Pauvreté, fécondté et planfcaton famlale, Mexco, 2-4 jun 1998) 2 Ambapour (2006) 5 La pauvreté se tradut par un manque de capactés fonctonnelles élémentares pour attendre certans mnma acceptables. 3
habtuelles de revenu et de dépenses, mas également la qualté des enfants 4, et les contrantes en termes de temps et coût d opportunté des nassances. Ce cadre d analyse est d alleurs amendé pour tenr compte des spécfctés des pays en développement, dans lesquels les enfants consttuent d une part une source de man d œuvre mportante, et d autre part une assurance contre les aléas de la conjoncture ou les rsques de vellesse. S l on se réfère à l dée très répandue, ssue de la Nouvelle Econome de la Famlle selon laquelle la pauvreté est à l orgne d une fécondté élevée, cette affrmaton est corroborée ou rejetée selon les ndcateurs de pauvreté choss. Le mouvement de ce texte est le suvant : dans la premère parte, on ndque la source des données ans que les ndcateurs utlsés dans l étude de la relaton pauvreté - fécondté. La deuxème parte est consacrée à la présentaton du modèle théorque et aux procédures économétrques utlsées. La trosème parte donne les résultats des estmatons économétrques. D abord sont présentés les résultats de la relaton drecte pauvreté fécondté, ensute ceux des détermnants de la fécondté sute à l ntroducton des varables de contrôle. 1. Source des données et ndcateurs utlsés 1.1. Source des données Les données utlsées provennent de la premère enquête démographque et de santé du Congo (EDS-I) condute en 2005 par le Centre Natonal de la Statstque et des Etudes Economques, en collaboraton avec ORC Macro. L échantllon de cette enquête est représentatf au nveau natonal, et stratfé à deux degrés. Il a été tré ndépendamment dans chaque strate : - au premer degré, 225 grappes ont été trées, proportonnellement à leur talle, à partr de la lste des Zones de Dénombrement (ZD) étable lors du Recensement Général de la Populaton et de l Habtat (RGPH) de 1996. Toutes les grappes sélectonnées ont fat l objet d un dénombrement exhaustf des ménages ; - au deuxème degré, des ménages ont été trés, à probablté égale, à partr de la lste des ménages étable lors de l opératon de dénombrement. Au total 6012 ménages ont été sélectonnés pour l enquête ménage. 4 Cet aspect ne sera pas prs en compte dans l analyse 4
Toutes les 225 grappes sélectonnées dans l échantllon ont pu être enquêtées. Sur les 6012 ménages sélectonnés, 5926 ménages ont été dentfés et trouvés au moment de l enquête et, parm ces derners, 5879 ont pu être enquêtés avec succès. A l ntéreur des 5879 ménages, un questonnare a été admnstré à 7440 femmes élgbles en âge de procréer, sot celles âgées de 15 à 49 ans, ntervewées avec un taux de réponse de 95% ; sot en défntve, 7051 femmes. S agssant des hommes, dans un sous échantllon de ménages (un sur deux), 3515 hommes de 15 à 49 ans ont été dentfés et parm ces derners, 3146 ont été enquêtés avec succès, sot un taux de réponse de 90%. Cette étude porte sur un sous échantllon de 3928 femmes de 15 à 49 ans pour lesquelles on avat des nformatons complètes sur les ndcateurs choss. Ans, l EDS-I du Congo a perms de collecter à l échelle natonale, des nformatons permettant de connaître les nveaux et les tendances de la fécondté et d en analyser les facteurs explcatfs et d apprécer les atttudes, connassances et utlsaton en matère contraceptve. Cependant, l faut noter que l EDS-1 du Congo (comme beaucoup d enquêtes de ce genre réalsées dans beaucoup de pays) n a pas perms de collecter les données relatves aux ndcateurs monétares de nveau de ve. Il est donc mpossble d aborder la pauvreté selon l aspect monétare pour lequel de nombreux travaux se sont penchés, sot pour détermner une lgne de pauvreté (Ravallon, 1996), sot pour calculer des ndces de pauvreté (Forster et al., 1984). Dans ces condtons, la prse en compte de l aspect monétare de la pauvreté est abandonnée au proft d autres approches où les revenus (où les dépenses) ne permettent pas de mesurer toutes les dmensons de la pauvreté (Sen, 1985). Dans cette optque, l approche non monétare basée sur l utlsaton des nformatons relatves aux actfs et condtons de ve des ménages offre une alternatve ntéressante. Ce texte s nscrt donc dans ce contexte. Ce sont des nformatons relatves aux actfs physques des ménages et comprennent deux éléments : les caractérstques de l habtaton et la dsponblté des bens durables. Les éléments relatfs à l habtat et au confort sont les suvants : - nature des murs (terre battue, bos/planche, brque en terre non cute, tôle, brque cute, cment/agglo/parpang, autre) ; - nature du tot (palle/chaume/natte, tôle, tule, autre); - nature du sol (terre/sable, bos/planches, parquet ou bos pol, vnyle/lno/gerflex, carreaux, cment, moquette, autre) ; - type d asance (chasse d eau, fosse/latrnes amélorées, fosse/latrnes rudmentares, pas de tolette/nature, autre); 5
- mode d accès à l eau (robnet ntéreur propre, robnet ntéreur partagé, fontane publque ; puts protégé ntéreur, forage/puts à pompe ; puts non protégé ntéreur, puts non protégé publc ; source protégée, source non protégée, rvère/fleuve/margot ; eau de plue, camon cterne, eau boutelle, autre) ; - énerge pour la cusson des alments (électrcté, gaz boutelle/naturel, pétrole, charbon de bos, bos à brûler, scure/copeaux de bos, autre). Les avors des ménages concernent un nombre lmté des bens fonctonnels du ménage, lés aux transports, à l habtaton ou à la communcaton : rado, télévson, téléphone fxe, téléphone portable, ordnateur, réfrgérateur, réchaud à gaz/cusnère, réchaud à pétrole, bcyclette, mobylette ou motocyclette, voture ou camon, progue sans moteur, bateau/progue hors-bord. 1.2. Indcateurs utlsés 1.2.1. Indcateurs de pauvreté L approche de la pauvreté adoptée est comme, on l a déjà ndqué, non monétare et multdmensonnelle, et le chox des ndcateurs résulte de la dsponblté des données dans l enquête. Tros sous approches sont utlsées : actfs essentels, stratfcaton soco-économque du nveau de ve des ménages et capabltés de Sen. () Actfs essentels. Les ménages pauvres sont défns en foncton de leur degré de précarté en termes d accès à un certan nombre d actfs. Il s agt : des ben durables (rado, télévseur, réfrgérateur, cusnère, bcyclette, camon, progue) et des caractérstques de l habtat, notamment, de l assanssement (source d eau potable, type de tolette) et de l habtat proprement dt (accès à l électrcté, nature du sol). Ans pour tout ménage et pour tout actf j, on obtent un tableau X dont les données sont en 0 et 1, ayant valeur booléenne : x = 0 s le ménage n a pas accès à l actf j, j = 1 snon. Dans ce cas le crtère de pauvreté retenu est le suvant : { xj j J} = 0, le ménage est pauvre, 1 snon ( 1 ) ( J étant l ensemble des ndcateurs). 6
Ans, pour un nveau de précarté codé 0, sont retenus comme pauvres : - les ménages dont l accès aux bens durables ne sont pas assurés ; - les ménages n ayant pas accès à l eau potable ; - les ménages habtant une mason dont le sol est naturel (en terre/sable) ; - les ménages n utlsant pas de tolette moderne ; - les ménages n ayant pas accès à l électrcté. () Stratfcaton soco-économque Comme les données de l enquête Démographque et de Santé ne collectent aucune nformaton sur les revenus (ou les dépenses), l s agt dans un premer temps, d estmer un ndcateur de rchesse pour chaque ménage basé sur la somme pondérée de dfférents ndcateurs de ben-être (Bollen, Glanvlle, et al., 2002 ; Flmer et Prtchett, 2001 ; Montgomery et al., 2000 ; Sahn et Stfel, 2000). S l on note par l ndcateur de rchesse pour le ménage, α j le pods de chaque beson essentel, l expresson de x j sa dotaton en beson essentel X est donnée par : j X et par X = α x + + α x 1 1 J J ( 2 ) Dfférentes technques d analyse multvarée (Lebart et al, 1995) sont souvent utlsées pour construre cet ndcateur. A la sute des travaux de Meulman (1992), on emploe l analyse en composantes prncpales non lnéare avec codage optmal (Beaulère, 2004 ; Lachaud, 1999). Sahn et Stfel (2000) préfèrent l analyse confrmatore, car selon eux, cette méthode peut se satsfare d un nombre lmté de facteurs communs. Dans le but de rédure l arbtrare dans le chox de la méthode de réducton des données, deux approches sont utlsées ces derners temps. La premère se fonde sur la méthodologe proposée par Asseln (2002) et se sert de l analyse des correspondances multples (Ambapour, 2006 ; Vodounou et Ahovey, 2001) comme technque de réducton des données. La deuxème approche utlse l analyse confrmatore avec varables qualtatves 5 (Moustak, 2000 ; Jöresk et Moustak, 2001, Mawek-Batana, 2007). La présente étude se base sur l analyse des correspondances multples (ACM). Ans, dsposant de l ndcateur de rchesse pour chaque ménage, on réalse dans un deuxème temps une classfcaton ascendante hérarchque (Ambapour-Kosso, 1992) à partr des coordonnées des deux premers facteurs de l ACM, permettant de grouper les ménages en tros classes : non pauvre, ntermédare et pauvre. 5 Deux approches sont proposées : l approche de la varable de réponse sous-jacente et l approche de la foncton réponse (Jöresk et Moustak,, 2001) 7
()Capabltés de Sen. Ic, l s agt d exprmer un ndcateur de pauvreté multdmensonnel décomposable, à la fos selon les sous-groupes et les attrbuts 6 (Chakravaty, Mukherjee et Ranade, 1997 ; Bourgugnon, Chakravaty, 2003). Consdérons le tableau X des besons essentels de terme x j mesurant la quantté du j ème beson essentel possédée par le ménage. L ndce de pauvreté multdmensonnel PXz ( ; ) est exprmé par : n k 1 x j PXz ( ; ) = α j g n = 1 j= 1 z j ( 3 ) Où les α j (pondératons accordées aux besons essentels) sont des constantes >0 telles que α j = 1. La foncton g assocée à ( xj, z j ) est une foncton de dénuement ressent par le ménage lorsque la quantté du beson essentel j possédée est nféreure ou égale au nveau de subsstance z j. La contrbuton du sous groupe en n PX ( ; z) pourcentage à l ensemble de la pauvreté est estmée par : 100 n P( X; z) où n est l effectf des ndvdus ou des ménages du groupe, PX ( ; z) l ndce de pauvreté du groupe. Et, la contrbuton du beson essentel j à la pauvreté en pourcentage total est égale à : pauvreté du beson essentel j. Px ( j; zj) α j 100 où Px ( j; zj ) est l ndce de PXz ( ; ) Le reproche fat à cet ndce multdmensonnel, c est le caractère arbtrare de la défnton des seuls de pauvreté. Il est donc susceptble de varer avec l ntuton de l auteur. L approche de Sen permet donc de tenr compte de la lberté de chosr entre dfférentes combnasons de fonctonnements 7. Dans le cas de la présente étude, l analyse multdmensonnelle de la pauvreté se lmte à tros dmensons de l accès aux besons essentels : bens durables, assanssement et habtat. De ce fat, comme le soulgne Lachaud (1999), l on suppose mplctement que l accès à ces besons tradut 6 Cet ndce consttue une extenson de la décomposton undmensonnelle des mesures FGT, et, en même temps une tentatve pour rendre opératonnel l approche des capabltés de Sen (vor les travaux de Lachaud ) 7 «Un fonctonnement est une réalsaton, tands que la capablté renvoe à l apttude à réalser. Les fonctonnements sont donc plus drectement lés aux condtons de ve pusqu ls correspondent à dfférents aspects des condtons de ve» (Sen, 1992) 8
un nveau de ben-être observé non seulement par rapport aux fonctonnements spécfques appréhendés, mas également en relaton avec d autres besons de base ; et que ces tros besons retenus exprment les capactés d accès à la fos à des bens prvés (habtat, envronnement santare ndvduel) et à des servces publcs (assanssement santare collectf). Explctons concrètement le mode opératore de cette approche à partr des tros dmensons du ben-être appréhendées précédemment 8. Dans un premer temps toutes les catégores d actfs sont préalablement regroupées selon les nveaux de précarté ou de non précarté. La précarté totale est notée 0 et la non précarté 1. Dans un deuxème temps, au sen des tros groupes (bens durables, assanssement et habtat), on addtonne les notes de précarté relatves à chaque actf. Elles vont, respectvement pour les bens durables, l assanssement et l habtat de 0 à 7, 0 à 2 et 0 à 2 ; les notes maxmales 7, 2 et 2 correspondant à une absence de précarté. Dans ces condtons, tout ménage ayant un handcap est déclaré pauvre. Ce qu revent à fxer une lgne de pauvreté z = 1. Dans ce contexte, les fonctonnements qu en résultent, s exprment en termes d écarts ou de défcts par rapport au nveau de substance respectf ( z = 1). 1.2.2. Indcateur de fécondté La fécondté est consdérée c, comme un phénomène en rapport avec les nassances vvantes du pont de vue de la femme ou du couple. Pluseurs ndcateurs permettent de sasr ce phénomène (Tabutn, 2000). Dans le cas de l EDS-I du Congo parm les ndcateurs fourns, on peut cter : le taux de fécondté par âge, l ndce synthétque de fécondté, le taux de natalté, le taux global de fécondté pour la pérode des tros années précédant l enquête. Dans la présente étude, l ndcateur de fécondté retenu est la parté : nombre d enfants qu a eu une femme au cours des cnq dernères années précédent l enquête. L nconvénent de cette mesure est connu. Selon Rogers (cté par Schoumaker et Tabutn, 2004), la parté fat référence à une pérode passée 9, alors que la plupart des mesures de nveau de ve se rapportent au présent. Notre étude n échappe donc pas à cette crtque. Néanmons, la tonalté de ce commentare peut être atténuée s l on tent compte de l argumentaton de Lerdon (Schoumaker et Tabutn, op. cté) selon laquelle, pour une femme, l exsterat une forte corrélaton entre le statut soco-économque à 25 ans et le statut soco-économque à 45 ans. 8 Vor Lachaud (2001) 9 Possblté des rsques d omssons ou de confusons (entre par exemple mort-nés et nassances vvantes). 9
2. Modélsaton et procédures économétrques 2.1. Modélsaton La fécondté semble être parm les tros composantes prncpales de la démographe (fécondté, mortalté, mgraton), celle qu dspose des fondatons théorques les plus fournes et les plus complètes (De Brujn, 2002). Dans ce domane, on note cependant que les seules approches théorques ayant fat l objet des formulatons précses et de réelles tentatves de valdaton provennent des économstes (Lerdon et Toulemon, 1997). Dans cette optque, le modèle théorque présenté c se base sur la Nouvelle Econome de la Famlle» assocé au nom de G. Becker, dont le but avéré est l analyse de l ensemble des comportements au sen de la famlle, avec l ade des outls de la théore mcro-économque. Cette Nouvelle Econome de la Famlle de l Ecole de Chcago est fondée sur la théore du chox du consommateur 10 : dans toutes ses actvtés, l homme s efforce d effectuer des chox ratonnels, en arbtrant entre les coûts et les bénéfces attendus de chaque décson. Ans, cette approche mcroéconomque englobe les varables habtuelles de revenu et de dépenses, mas également la qualté des enfants, et les contrantes en termes de temps et coût d opportunté des nassances. Le modèle fat ans le len entre les décsons prses en matère de fécondté et celles qu touchent aux autres actvtés du ménage, comme la partcpaton à la force de traval, l éducaton et la consommaton. L approche de Becker est souvent utlsée pour explquer les dfférences de comportement de fécondté entre pays développés et pays en voe de développement en termes d analyse de la structure des coûts (Vgnolle, 2004). Dans les premers, les coûts lés à la quantté sont élevés, alors que les coûts assocés à la qualté sont fables. La stuaton est nversée dans les pays en développement 11. La formulaton de l approche mcro-économque est la suvante : soent q et p, les quanttés et les prx du ben consommé, r le revenu, S la foncton de satsfacton du consommateur. Le comportement du consommateur est défn par 12 : 10 Lebensten est le premer économste à fare entrer l enfant dans la lste des «bens de consommaton» possbles pour les parents et Becker a ajouté à l analyse «un effet qualté» (Dolger, 2006 ; Lerdon et Toulemon, 1997) 11 Un arbtrage ratonnel entre les dfférents types de coûts peut ans permettre de comprendre les comportements de fécondté. 12 Pour plus de détals on pourra consulter Lerdon et Toulemon (1997), Beaulère (2004, 2007). 10
( ) Max S q,,, 1 q sc p q r ( 4 ) Sous l hypothèse que la foncton de satsfacton est contnue, crossante, dfférentable jusqu au second ordre, avec des dérvées premères non smultanément nulles, et strctement quas concave, l exste un vecteur S maxmsant sous la contrante de revenu r. Les fonctons de demande : S ( ) q= q,,, 1 q unque q ( r, p) ( 5 ) défnssent comment vare q ( q,, 1 q ) = ( ) et r p p,, 1 p = quand les données exogènes varent et permettent de défnr les élastctés de revenu, de prx ou crosées. A chaque ben non marchand (comme les enfants ou la santé) que peut produre le ménage, on assoce une foncton de producton : Z ( xt, ) ( 6 ) qu dépend de l ensemble des bens et servces nécessares x et des temps qu devront y être consacrés par les dvers membres du ménage t. De là, on défnt une foncton d utlté famlale U plus large que la foncton de satsfacton S, prenant en compte l ensemble des bens et servces, et donc le nombre d enfants souhaté, c'est-à-dre la fécondté F : U = U( F, S, Z) ( 7 ) La contrante à respecter est c double : en ressources fnancères dsponbles ( r ) et en temps dsponble (t ). Apparaît donc la nécessté d arbtrer entre le temps consacré au traval (qu génère des revenus) et celu consacré à l éducaton des enfants (qu augmente la producton Z ). Sous certanes hypothèses (addtvté et lnéarté pour les fonctons de demande et de producton, sgnes des dverses élastctés) et en travallant sur l ensemble de la durée 11
du ménage, on aboutt à une équaton de régresson classque relant le nombre fnal d enfants à certanes varables explcatves 13. Il devent ntéressant, tant du pont théorque que pratque de savor s la modélsaton c-dessus est réellement pertnente dans le cas des pays en développement 14 (Wakam, 2004). Beaulère (2004) note que la modélsaton présentée c-dessus semble être attrayante pour l étude de la relaton pauvreté - fécondté, mas cependant elle reste trop smplste. Le modèle dot donc être amendé pour tenr compte des partculartés des pays en développement, dans lesquels les enfants consttuent d une part une source de man-d œuvre non néglgeable, et d autre part une assurance contre les aléas de la conjoncture ou les rsque de la vellesse. Le modèle est alors enrch par des dées pusées dans d autres dscplnes, de façon à tenr compte des aspects démographques, culturels et médcaux 15 (Pcard-Tortoroc, 1999). Dans cette optque, la foncton de demande d enfants peut de façon générale s écrre : ϕ = ϕλ (, λ, λ, λ, ε) h f m c (8) avec λ h, un ensemble des caractérstques du ménage, λ f et λ m respectvement les caractérstques de la femme et du conjont/mar, l envronnement ou de la communauté et λ c les caractérstques de ε l erreur aléatore qu reflète l hétérogénété de la fécondté des femmes et les facteurs nobservables. De peut extrare la lason drecte entre pauvreté non monétare et fécondté en posant : ( 8), on ϕ = ϕλ (, ε) hp avec λ h p, une caractérstque du ménage lée à la pauvreté non monétare (actfs des ménages par exemple). ( 9 ) 13 Où la fécondté F peut dépendre par exemple, du coût de la planfcaton famlale, du prx des bens échangeables sur le marché, du nveau de salare des parents, des actfs ou des capactés productves du ménage (vor Beaulère, 2004) 14 Plus précsément dans le contexte soco-culturel négro-afrcan 15 «L aspect épdémologque permet de mettre en évdence les processus susceptbles de condure au décès d un enfant et d en dédure les nstruments potentels pour dentfer l mpact de la mortalté nfantle sur la fécondté L aspect culturel peut guder le chox des hypothèses et des varables exogènes» (Pcard-Tortorc, 1999). 12
2.2. Procédures économétrques Dans cette étude, deux formes fonctonnelles des modèles ( 8 ) et ( 9 ) ont été utlsées. La premère est le modèle lnéare suvant ϕ = X β + ν ( 10 ) où { h, f, m, c} X = λ λ λ λ ( 11 ) L équaton ( 10) est estmée par la méthode des mondres carrés ordnares (MCO). La deuxème forme est le modèle de régresson de Posson. C est un modèle adapté à l analyse de varables entères non négatves (données de comptage) telles que le nombre d enfants nés vvants chez une femme. Sa formulaton est la suvante : µ γ e µ Pr ob( y = γ) = ; γ Ν, µ > 0 γ! ( 12 ) Où µ est le paramètre de la dstrbuton de Posson, tel que : E( y ) = Var( y ) = µ ( 13 ) Ce paramètre est lé à des varables exogènes par la forme log-lnéare : log µ = X β + ν ( 14 ) Le modèle ( 14) Cependant, l hypothèse est estmé par la méthode du maxmum de vrasemblance. ( 13) pas réalste ; c'est-à-dre que condtonnellement à selon laquelle la moyenne est égale à la varance n est x, la varance de l observaton ne peut varer ndépendamment de sa moyenne 16. Certans auteurs préfèrent alors utlser le modèle Negbn (le modèle de régresson de la lo bnomale négatve). Il y 16 Pour paller cet handcap, des tests de la surdsperson (la varance supéreure à la moyenne), et des spécfcatons alternatves ont été proposés. C est le cas du modèle de régresson de la lo bnomale où, y sut toujours une lo de Posson mas son espérance mathématque est entachée d un terme d erreur (Cameron et Trved, 1998). 13
sufft pour ce fare, de tester un paramètre supplémentare α tel que (Cameron et Trved, 1998) : = { + α } ( 15 ) Vary ( ) Ey ( ) 1 Ey ( ) La spécfcaton de Posson est donc testée par l hypothèse nulle : H : Var( y ) = E( y ) 0 contre l hypothèse alternatve : ( 16 ) H : Var( y ) E( y ) + α g E y 1 = ( ) { } g (.) est une foncton spécfée et défne de R + dans R +. Accepter l hypothèse nulle revent donc à accepter l hypothèse que α = 0. 3. Résultats des estmatons 3.1. Relaton drecte pauvreté - fécondté 3.1.1. Approche par les actfs essentels Le tableau 1 donne les résultats des estmatons économétrques du modèle avec comme varables explcatves, les dfférents actfs détenus par les ménages. Du pont de vue de la technque d estmaton, l faut sgnaler, qu on trouve cnq varables sgnfcatves dans le cas des mondres carrés ordnares contre seulement deux dans le modèle de Posson. Il y a donc homogénété des résultats que pour deux varables : la possesson d une cusnère et la nature du sol. Cela étant, s l on consdère les mondres carrés ordnares, quatre varables sur cnq ont un effet négatf sur la fécondté : c est le cas de la possesson d une cusnère, de l accès à un plancher correct, à l eau potable et à l électrcté. En effet, la possesson d une cusnère par le ménage de la femme rédut la fécondté de 0,0899 enfants. Par alleurs les négaltés nhérentes à l accès à l eau potable, à l électrcté et à un type de sol correct condusent à basse de la fécondté respectvement de 0,0615, 0,651 et 0,1669 enfants. De l autre côté, le modèle de Posson ndque que la détenton par le ménage dont fat parte la femme, d une cusnère supplémentare fat basser la fécondté de 0,10 ponts ; tands que l accès à un sol moderne la rédut de 0, 157 ponts. ( 9) 14
Tableau 1 : Coeffcents de régresson et effets margnaux des estmatons de la relaton entre les besons (actfs) essentels et la fécondté. MCO Posson Coeff. t-stat Coeff. t-stat ef.mg Besons essentels Rado -.0390253-1.36 -.0403799-1.09 -.0356587 Télévson -.0226455-0.56 -.0292492-0.52 -.025527 Réfrgérateur -.0653492-1.37 -.0965544-1.37 -.0818217 Cusnère -.0899139-2.24** -.1218664-2.08** -.1030753** Bcyclette.0939173 1.74*.0901356 1.38.0823203 Camon -.0608953-0.80 -.0866054-0.74 -.0730168 Progue sans moteur.0428819 0.71.0393904 0.54.0351919 Type de tolette.0631273 1.02.0828013 0.93.0754313 (moderne) Eau potable ou non -.061586-1.88* -.063624-1.52 -.056395 Type de sol -.1669586-4.91*** -.1747426-3.99*** -.1570439*** Accès à l électrcté -0.650666-1.79* -.076834-1.54 -.0666803 Constante 1.109985 38.50.1098673 3.11 N= 3928 N= 3928 F(11,3916)= 15,34 LR CHI(11)= 121,87 R 2 = 0,0413 Log Lkelhood= -4580,73 Note : ***, **, * : est sgnfcatf à 1%, 5% et 10%. 3.1.2. Stratfcaton soco-économque Sgnalons que l on a réalsé une analyse des correspondances multples du tableau crosant ménages et besons essentels. Le premer facteur rend compte de 28% de l nerte totale du tableau et le plan (1,2) cumule près de 39% de cette même nerte. Ensute une classfcaton ascendante hérarchque en tros classes a été effectuée : 30.8% non pauvres, 53.9% ntermédares et 15.3% pauvres. En réalté les deux dernères classes représentent les pauvres et extrêmement pauvres, ce qu nous donne 69.3% des pauvres. Ce résultat est proche de celu obtenu par la même méthode dans le cas des données de l ECOM, sot 70.67% (Ambapour, 2006) ; ce qu est très rassurant. 15
En ce qu concerne les résultats économétrques, ls sont très sgnfcatfs (au seul de 1%) tant pour la classe ntermédare que pour la classe pauvre et sont homogènes pour les deux technques d estmaton utlsées. L honneur échot c à la méthode d analyse des données utlsée, en l occurrence, l analyse des correspondances multples, technque qu permet une exploraton en profondeur de l nformaton recuelle, en rectfant parfos les erreurs venant de l observaton drecte. Ans dt, les deux facteurs analysés ont un mpact postf sur la demande d enfants corroborant de ce fat, la théore selon laquelle la pauvreté est à l orgne d une fécondté élevée. En effet, s l on regarde les résultats fourns par la méthode des MCO, on note que le fat pour une femme d appartenr à la classe ntermédare plutôt qu à la classe non pauvre accroît la fécondté de 0,175 enfants, toutes choses égales par alleurs. De même, l appartenance d une femme à la classe des ménages pauvres s accompagne, ceters parbus, d une augmentaton du nombre d enfants déjà nés de 0,466. La même nterprétaton peut être fate auss dans le cas du modèle de Posson : le fat pour une femme d appartenr à des ménages ntermédare et pauvre condut à un accrossement de la fécondté, respectvement de 0,19 et 0,52 enfants. Tableau 2 : Coeffcents de régresson et effets margnaux des estmatons de la relaton entre la stratfcaton soco-économque et la fécondté MCO Posson Coeff. t-stat Coeff. t-stat ef.mg Stratfcaton socoéconomque Intermédare.175425 5.97***.2188004 5.24***.1920176*** Pauvre.4661155 12.21***.5006981 10.23***.5227616*** Constante.7172414 30.51 -.3323428-9.59 N= 3928 N= 3928 F(2,3925)= 74,55 LR CHI(2)= 103,73 R 2 = 0,0366 Log Lkelhood= -4589,79 Note : ***, **, * : est sgnfcatf à 1%, 5% et 10%. 16
3.1.3. Fonctonnements essentels Comme on peut le noter, les résultats obtenus dans le tableau 3, sont dans une certane mesure en adéquaton avec ceux fourns pour les actfs essentels. En dehors du coeffcent des bens durables qu n est sgnfcatf (au seul de 10%) que dans le cas des MCO, les coeffcents des deux autres fonctonnements sont très sgnfcatfs (au seul de 1%) quel que sot l opton économétrque utlsée. Tableau 3 : Coeffcents de régresson et effets margnaux des estmatons de la relaton entre les fonctonnements essentels et la fécondté MCO Posson Coeff. t-stat Coeff. t-stat ef.mg Fonctonnements vtaux Bens durables -.0530778-1.78* -.0567601-1.49 -.0506653 Assanssement -.1025828-3.18*** -.109661-2.64*** -.0984997*** Habtat -.2362979-7.18*** -.2517786-5.99*** -.2320369*** Constante 1.157832 40.06.1558781 4.47 N= 3928 N= 3928 F(3,3924)= 46,91 LR CHI(3)= 97,87 R 2 = 0,0346 Log Lkelhood= -4592,72 Note : ***, **, * : est sgnfcatf à 1%, 5% et 10%. On observe par alleurs que tous ces fonctonnements sont négatvement lés au nombre d enfants déjà nés. La possesson des bens durables par le ménage de la femme rédut la parté de 0, 053 enfants. D un côté, les écarts en termes d accès à un cadre de ve assane et à un habtat décent font basser la fécondté respectvement de 0,102 et 0,236 enfants s l on se réfère aux estmatons des MCO. De l autre côté, dans le modèle de Posson, les négaltés relatves à l accès un cadre de ve assane et à un habtat adéquat entraînent une réducton de la parté de 0,10 et 0,232 enfants. 3.2. Les détermnants de la fécondté et pauvreté non monétare Ic, la relaton pauvreté fécondté est enrche par l ntroducton d autres varables dtes varables de contrôle 17. Cela permet d apprécer l effet net de la pauvreté non monétare sur la fécondté sute au contrôle des varables comme l éducaton de la 17 Les tableaux des résultats sont donnés en annexe (Annexes A2, A3, A4) 17
femme, l actvté professonnelle de la femme, la stuaton matrmonale, ou la présence du conjont/mar dans le foyer ou encore le mleu ou la régon de résdence. Les annexes A2, A3 et A4 montrent que, l ntroducton de ces varables modfe sensblement les estmatons. Dans le cas de la relaton entre actfs essentels et fécondté, on constate désormas qu un seul actf a un coeffcent sgnfcatf. Il s agt de la possesson d une cusnère. L mpact de cet actf sur la fécondté reste négatf et son coeffcent stable en valeur absolue : 0, 0878 contre 0,08991 dans l estmaton drecte en ce qu concerne les MCO et respectvement 0,91187 et 0,10307 pour les effets margnaux. Dans l approche de la stratfcaton soco-économque (Annexe 3), l y a une smltude avec les résultats obtenus dans la relaton drecte. Les classes (ntermédare et pauvre) conservent le même seul de sgnfcatvté dans les deux procédures économétrques et le sgne de leur mpact reste le même : la pauvreté est à l orgne d une fécondté élevée. On observe cependant une dmnuton de la valeur de ces coeffcents (en valeur absolue) dans le cas du modèle lnéare, et un accrossement des effets margnaux en ce qu concerne le modèle de Posson. Ans, l appartenance d une femme à la classe ntermédare accroît la fécondté de 0,101 enfants contre 0,175 dans la relaton drecte. Pour la classe pauvre on obtent une hausse de 0,227 enfants après ntroducton des varables de contrôle contre 0, 466 dans la relaton drecte. Dans la spécfcaton de Posson, l effet margnal assocé à une femme appartenant aux ménages ntermédares passe à 0,1026 contre 0,1920 dans la relaton drecte. Pour les ménages pauvres, cet effet état de 0,5227 dans la relaton drecte contre 0,2073 après ntroducton des varables de contrôle. Enfn, en ce qu concerne l approche des capabltés (Annexe A4), les coeffcents des tros fonctonnements ont le même sgne que ceux observés dans la relaton drecte ; cependant un seul coeffcent, celu de l habtat garde une nfluence sgnfcatve et ce, dans les deux optons économétrques. Ce coeffcent dans les deux cas a dmnué en valeur absolue. Nous allons mantenant examner l mpact des autres varables explcatves dtes varables de contrôle. Ce sont les varables qu font parte de la routne démographque. Commençons par l éducaton de la femme, exprmée c par le nveau d nstructon. Une documentaton mportante exste dans l étude de la relaton éducaton fécondté. L mpact de l nstructon sur la basse de la fécondté est souvent consdéré comme un len fort et quas unversel. On nous apprend à ce sujet que l nstructon (Josh et Davd, 2002) : - élève l âge au marage et donc rédut la durée de la ve reproductve ; 18
- lorsqu elle va au-delà de quelques années d école, elle s accompagne également d une réducton du nombre d enfants désrés ; - permet de franchr les obstacles à la contracepton, notamment en rédusant le coût psychologque ; - renforce le statut de l autonome des femmes ; - accroît également l autonome des femmes par rapport à leur propre corps et, du coup, leur capacté à refuser des relatons sexuelles non désrées. Sur les quatre modaltés de cette varable, tros sont sgnfcatves. Les nveaux d nstructon : secondare premer cycle, secondare deuxème cycle et supéreur ont une nfluence négatve sur la fécondté. Cette assocaton est valable quel que sot l ndcateur de pauvreté et la spécfcaton retenus. Par exemple l effet margnal relatf à une année supplémentare d éducaton secondare (deuxème cycle) est de -0, 14 en ce qu concerne les actfs essentels, -0,15 pour la stratfcaton soco-économque et -0,16 pour les fonctonnements essentels. La deuxème varable explcatve étudée est l âge découpé en tranches. L âge est consdéré comme un ndcateur de la santé physque et de la capacté de reproducton de la mère. Du pont de vue de la sgnfcatvté et du sgne des coeffcents, les résultats sont les mêmes ndépendamment de l opton économétrque et de l ndcateur de pauvreté. Les tranches d âges plus jeunes, 25-29 ans et 30-34 ans ont un effet postf sur la fécondté. A l nverse, les tranches d âges, 40-44 et 45-49 ans, ont un mpact négatf sur la fécondté. Cela peut être dû à la varable dépendante chose : le nombre d enfants nés vvants au cours des cnq dernères années précédent l enquête. En effet, la fécondté étant précoce au Congo, cec peut en parte explquer cela. La trosème varable de contrôle concerne l actvté professonnelle de la femme. Cette varable est avec l éducaton des facteurs mportants de la fécondté. Les modèles estmés permettent de conclure que le secteur de l artsanat, la catégore des ouvrers qualfés ou non et le secteur agrcole exercent une nfluence sgnfcatve sur la fécondté. Le fat pour une femme de travaller dans le secteur agrcole plutôt que dans le secteur moderne (admnstraton prvée/publque) accroît la fécondté, toutes choses égales par alleurs ; cette dernère basse (unquement dans les MCO) dans le cas ou la femme travalle dans l artsanat où appartent à la catégore des ouvrers qualfés ou non. La stuaton matrmonale de la femme est la quatrème varable de contrôle ntrodute. Comme facteur de la fécondté, cette varable a le sgne attendu, c'est-àdre qu elle est lée postvement à la fécondté, mas cependant, elle n est sgnfcatve 19
qu en ce qu concerne les actfs essentels dans le modèle des mondres carrés ordnares. La présence du conjont/mar a été chose comme varable reflétant la composton du ménage. Cette varable nflue très postvement sur la fécondté et ce, quel que sot le modèle et l ndcateur de pauvreté retenus. La sxème varable de contrôle étudée concerne la dscusson sur l usage du plannng famlal avec le conjont. C est une varable relatve au coût socal du contrôle des nassances et donc, un détermnant mportant de la fécondté. Les deux technques d estmaton MCO et Posson ndquent que le sens de la relaton entre la parté et cette varable est le même quel que sot l ndcateur de pauvreté : les dscussons sur l utlsaton du plannng famlal avec son conjont/mar sont postvement assocées à la fécondté. Par exemple s l on chos comme ndcateur de pauvreté, les actfs essentels et comme technque d estmaton les MCO, on conclura que le fat pour une femme de dscuter de l utlsaton du plannng famlal avec son conjont/mar pendant une ou deux fos entraîne une hausse de la fécondté de 0,134 enfants toutes choses égales par alleurs. Enfn, s agssant de la localsaton spatale des ménages, les résultats montrent que les coeffcents de régresson du mleu de résdence et de la régon de résdence ont le sgne attendu conformément aux statstques descrptves (Annexe 1) ; cependant ls ne sont pas sgnfcatfs. On peut dre dans ce cas, que ces deux varables n ntervennent pas dans la demande d enfants. Concluson L objectf de ce texte état d étuder la relaton entre pauvreté non monétare et fécondté, en utlsant les données de l Enquête Démographque et de santé du Congo de 2005. Pour ce fare nous avons, dans un premer temps, analysé la relaton drecte entre pauvreté et fécondté. A cet effet, tros types d ndcateurs de pauvreté ont été utlsés : actfs essentels, stratfcaton économque du nveau de ve et fonctonnements de Sen. L étude a montré que d une part, le chox de l ndcateur de pauvreté avat une nfluence non néglgeable sur l ntensté de cette relaton ; et que d autre part, s l on se réfère à l dée très répandue, ssue de la Nouvelle Econome de la Famlle selon laquelle la pauvreté est à l orgne d une fécondté élevée, cette affrmaton est corroborée (dans le cas de la stratfcaton économque du nveau de ve) ou rejetée (dans le cas des fonctonnements ou de certans actfs) selon les ndcateurs de pauvreté choss. Dans un deuxème temps, l analyse est enrche par l ntroducton d autres varables explcatves permettant de tenr compte des aspects économques, démographques, culturels ou socaux. Ce qu permet d apprécer l effet 20