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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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Population
Indicateurs de niveau de vie et mesure de la relation
entrepauvreté et fécondité : l'exemple de l'Afrique du SudBruno
Schoumaker
Citer ce document Cite this document :
Schoumaker Bruno. Indicateurs de niveau de vie et mesure de la
relation entre pauvreté et fécondité : l'exemple de
l'Afrique du Sud. In: Population, 54ᵉ année, n°6, 1999. pp.
963-992.
http://www.persee.fr/doc/pop_0032-4663_1999_num_54_6_7062
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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Resumen
Schoumaker Bruno.- Indicadores de nivel de vida y la relación
entre pobreza y fe- cundidad: el
ejemplo de Africa del Sur La relación entre pobreza y fecundidad
ha suscitado numerosos
debates en la literatura demográfica y de temas de desarrollo,
pero la influencia del indicador de
nivel de vida escogido sobre la relación pobreza-fecundidad se
ha discutido poco. Asi como el
impacto de la elección de un indicador u otro para identificar a
los «pobres», o para medir la
relación entre pobreza y tamaňo de los hogares, se ha debatido
extensamente, pocos investiga-
dores han abordado la cuestión en los estudios sobre fecundidad.
En este análisis, basado en una
encuesta llevada a cabo en Africa del Sur, comparamos las
relaciones entre nivel de vida y
paridad de las mujeres de 40 a 49 aňos a través de nueve
indicadores diferentes de nivel de vida,
segun lugar de residencia. Mostramos que el indicador de nivel
de vida tiene un impacto
significativo sobre la intensidad y la dirección de la relación
mencionada. Por ultimo,
descomponemos las diferencias entre las relaciones obtenidas a
través de distintos indicadores
para demostrar que las clasificaciones de nivel de vida
obtenidas a través de los diferentes
indicadores son similares; las divergencias provienen en mayor
medida de las diferencias de
fecundidad entre las mujeres clasificadas de forma distinta.
Résumé
Schoumaker Bruno.- Indicateurs de niveau de vie et mesure de la
relation entre pauvreté et
fécondité : l'exemple de l'Afrique du Sud La relation entre
pauvreté et fécondité a déjà suscité de
nombreux débats dans la littérature consacrée à la démographie
et au développement, mais la
question de l'influence du choix de l'indicateur de niveau de
vie sur la mesure de la relation entre
pauvreté et fécondité est restée peu traitée à ce jour. Alors
que l'impact du choix de l'indicateur a
été clairement mis en évidence pour « identifier» les pauvres
ainsi que pour mesurer la relation
entre pauvreté et taille des ménages, peu de chercheurs ont
abordé cette question dans le
domaine de la fécondité. Dans ce travail, basé sur une enquête
réalisée en Afrique du Sud, nous
comparons les relations entre le niveau de vie et la parité des
femmes âgées de 40 à 49 ans
obtenues avec neuf indicateurs de niveau de vie, en distinguant
selon le lieu de résidence. Nous
montrons que l'indicateur de niveau de vie peut avoir une
influence non négligeable sur l'intensité
et le sens de la relation mesurée. Nous décomposons ensuite les
écarts entre les relations
obtenues avec différents indicateurs de niveau de vie pour
montrer que ce n'est pas le fait que
différents indicateurs ne classent pas les mêmes femmes dans le
même quintile de niveau de vie
qui explique l'essentiel de ces différences, mais plutôt l'écart
de fécondité des femmes classées
différemment.
Abstract
Schoumaker Bruno.- Indicators of living standards and
measurement of the relation between
poverty and fertility: the South African example The
relationship between poverty and fertility has generated much
discussion in the literature on demography and development, but the
question of
how measurement of this relationship is influenced by the choice
of living standards indicator has
until now received little attention. While the effect of the
choice of indicator for the "identification' of
poor people and in measurement of the relationship between
poverty and household size has
been clearly established, few researchers have examined this
question as it applies in the field of
fertility. Based on a survey conducted in South Africa, this
article compares the relationship
between living standards and the parity of women aged 40-49,
using nine living standards
indicators and according to place of residence. It is shown that
the indicator of the standard of
living can have a significant influence on the strength and
direction of the relationship observed.
An analysis of the disparities between the relationships
obtained using different standards of living
indicators shows that the main reason for these differences is
not that different indicators do not
place the same women in the same standard of living quintile,
but rather the contrasting fertility of
the women in different classes.
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Entre Pauvreté Et Fécondité
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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INDICATEURS DE NIVEAU DE
VIE
ET
MESURE DE
LA
RELATION
ENTRE PAUVRETÉET FÉCONDITÉ
L exemple de
l Afrique
du
Sud
Bruno SCHOUMAKER*
La relation entre fécondité et pauvreté intéresse les
spécialistes
des études de
population depuis
longtemps :
la
vieille
peur malthusienne de voir
la
société débordée par
une
fécondité excessive de
sa
fraction
la plus pauvre est toujours là.
S'il est vrai que les classes sociales les moins
favorisées ont
souvent une fécondité supérieure
aux autres, le
constat
n'est
pas
universel. Surtout, encore faut-il s'entendre sur la
définition
de
la pauvreté
:
une
fois de
plus,
l'instrument de
mesure
s'avère déterminant.
Bruno
Schoumaker montre
ici (sur des
données
sud-africaines)
que,
selon l'indicateur
de
niveau
de
vie
choisi, la relation entre niveau de
vie
et
descendance
finale
peut être
très différente.
Le
fait
que
la
taille
du
ménage, qui
intervient
dans le calcul
du niveau
de
vie des
membres
du
ménage, dépende elle-même de la fécondité
du
couple, est au
cœur des difficultés de l'analyse.
La relation entre pauvreté
et
fécondité
a
donné lieu
à
de
nombreux
débats dans
la
littérature consacrée à la démographie
et au
développement,
notamment quant
au
caractère général de cette relation. Les affirmations
fréquentes d'une plus
forte
fécondité
des
pauvres ont en effet été
contestées
par
plusieurs
auteurs
(Basu,
1995;
Krishnaji,
1992;
Rodgers,
1984,
1989).
Si l'on constate
que
les
pauvres
ont
souvent une fécondité plus
élevée
que le reste
de la
population,
l'observation du contraire' ])
est assez
fréquente,
en particulier dans des contextes de fécondité élevée
(Schoumaker
et
Tabutin,
1999).
Toutefois, comme c'est souvent
le
cas
dans ce
genre de
débats,
les
analyses souffrent
non
seulement d'un manque d'études empiriques,
mais aussi d'une
certaine
disparité des méthodes utilisées. Les objectifs
* Institut
de
démographie, Université
catholique de
Louvain.
(l)
Les pauvres
ont une fécondité
un peu plus
faible
ou
pas
plus
élevée.
Population, 54
(6),
1999, 963-992
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Entre Pauvreté Et Fécondité
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964 В. SCHOUMAKER
variables
des recherches, les contextes dissemblables,
l'hétérogénéité des
données disponibles
et
les sensibilités diverses des auteurs ont
souvent
conduit à opter pour des indicateurs de niveau
de vie
(et
de
fécondité)
différents, voire difficilement comparables.
Un
problème qui se pose est alors
de
savoir
si
le
choix
de
l'indicateur
de
niveau
de vie
influence
de manière
significative la
relation mesurée
; nous
aborderons
cette question dans ce
travail.
Plusieurs auteurs ont déjà
montré l'importance du choix
de
l'indicateur de niveau de vie dans
diverses
situations. Par exemple,
pour
l'identification des pauvres
en Côte
d'Ivoire,
Glewwe
et Van der Gaag (1990)
ont
comparé
dix
indicateurs'2'
de niveau de
vie
aux dépenses par
unité
de
consommation'3', et ils ont clairement
mis
en évidence que différents
indicateurs ne classent pas les mêmes
individus
parmi les
pauvres. Leur
méthode
consiste à sélectionner les
trois premiers déciles
de
la
population
pour
les
dépenses
par
unité
de
consommation
et
à
calculer
la proportion
de la
population
considérée comme pauvre
(dans
les
trois premiers déciles)
selon cet indicateur de référence qui
l'est
aussi selon
chacun
des autres
indicateurs.
En
milieu urbain comme en milieu rural, cette proportion varie
d'environ 25 %
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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NIVEAU
DE VIE ET RELATION ENTRE PAUVRETÉ ET FÉCONDITÉ 965
vie
pouvait
s'inverser selon que l'indicateur de niveau de vie retenu
était
le revenu
par
personne ou le revenu du ménage. Ce constat a par ailleurs
été fait
par
de nombreux auteurs, dans les pays en
développement
comme
dans
les
pays développés, et Deaton (1997, p.
243)
affirmait
récemment
:
«dans
toutes
les
enquêtes
que
je
connais, les
dépenses
totales
du
ménage
augmentent avec la taille
du ménage, mais pas
aussi rapidement,
de
sorte
que
les dépenses
par personne
diminuent
avec
la
taille
du ménage» (voir
aussi
Anand
et
Morduch, 1995; Lipton, 1983;
Visaria,
1980).
Plusieurs chercheurs se sont également intéressés à l'influence
des
échelles
d'équivalence
et
en particulier
à celle
de
la
valeur du paramètre
d'élasticité-taille(6) sur
la relation
entre
pauvreté et taille des ménages
(Anand
et
Morduch,
1995; Lanjouw et Ravallion, 1995; Lachaud, 1997).
Ils ont
notamment
mis en évidence
une
valeur critique de ce
paramètre
en
dessous de laquelle la
relation entre
pauvreté
et taille
du ménage est
négat ive,
et au-delà
de
laquelle
elle
est
positive.
Au
Bangladesh
(enquête
sur
les dépenses des ménages de 1988-1989),
la relation entre
pauvreté
et
taille
du
ménage
s'inverserait pour
une valeur du paramètre d'élasticité égale à
0,80
(Anand et Morduch, 1995). Lachaud (1997) indique également
qu'au
Burkina Faso
(enquête
prioritaire
de 1994-1995), la valeur critique du
paramètre
d'élasticité-taille se situe
autour
de 0,60,
soit
un niveau très proche de
la valeur de
l'élasticité
mesurée dans la population (qu'il estime à 0,58)(7).
Bien
que la relation
entre
pauvreté et taille
du
ménage ait souvent
été
interprétée
en termes de différences de fécondité,
peu
de recherches
ont abordé la question du choix de l indicateur de niveau de vie
pour
la
mesure
de
la relation entre niveau
de vie
et fécondité. La
taille du
ménage
et
la
fécondité
étant
généralement corrélées
positivement,
il
est
par
exemple
a priori fort probable
que le
passage d'un indicateur «par ménage» à
un
indicateur «par personne» modifie l'intensité, voire le sens de
la relation
obtenue
entre
niveau de vie et fécondité - comme c'est le cas
pour
la
relation
entre niveau
de
vie et taille
du ménage.
La comparaison
de deux
travaux
réalisés
à partir des mêmes
données
avec des
indicateurs
différents^
montre
par exemple qu'au
Pakistan
rural, le
choix
de
l indicateur
de
niveau
de
vie influence le
sens de la
relation,
légèrement positive dans
un
cas
et
négative
dans l'autre.
Cependant,
à notre connaissance,
aucun
travail n'a
comparé
de manière
systématique
plusieurs
indicateurs
de niveau
de vie
pour
mesurer
la relation entre
niveau de vie
et
fécondité.
Il est
(6) II s'agit d'une
échelle d'équivalence
dans laquelle la mesure monétaire (revenu,
dépenses) du niveau
de
vie d'un individu a une élasticité déterminée fot) par rapport à
la
taille
du
ménage
(voir
p. 7).
Un
indicateur par personne et un indicateur par ménage
sont
deux cas particuliers,
dans
lesquels
alpha a une valeur
respectivement
égale à 1
et
à 0.
(7)
Lachaud montre
que non
seulement la valeur du paramètre
d'élasticité
influence la
relation
entre
pauvreté et taille
du
ménage, mais aussi que celle-ci modifie de manière sensible
les
résultats selon
lesquels
les
ménages dirigés
par une
femme seraient moins
pauvres.
La
prise
en
compte des économies d'échelle dans la mesure
du
niveau de vie conduit à
une
situation dans laquelle les ménages
dirigés
par une femme sont plus pauvres,
contrairement
à
ce
que l'on observe sans
tenir
compte
des
économies
d'échelle, ceci
étant
lié au
fait que
les ménages
dirigés
par une
femme
ont en
moyenne
une
taille plus faible.
(8 ) Le revenu
du ménage
(Irfan,
1989)
et
les
dépenses par personne (Sathar et Kazi, 1987).
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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966
В.
SCHOUMAKER
étonnant qu'une telle
question,
qui
apparaît
essentielle
au
vu de la diversité
des
indicateurs
utilisés dans
la
littérature,
n'ait pas reçu plus d'attention
à
ce
jour(9).
Ce
sera
l'objectif
de
ce
travail,
qui
s'appuie
sur
une
enquête
réalisée
en Afrique du
Sud. Il s'agit
de
montrer,
d'une
part, que le
choix de
l'indicateur de niveau de vie importe (dans certains cas)
pour
la mesure de la
relation avec
la
fécondité
et, d'autre part,
que
deux
indicateurs
qui classent
une proportion
relativement importante d'individus de
la
même manière
(dans une même
catégorie
de niveau de vie)
ne
donnent
pas nécessairement
des résultats semblables pour la mesure
de
la
relation
entre
niveau de
vie
et
fécondité. Nous comparons neuf
indicateurs
de niveau de vie et mesurons
la
fécondité
par la parité des femmes âgées
de 40
à
49
ans. Les
indicateurs
de
niveau
de
vie
sont
choisis en fonction de leur usage dans la
littérature
économique et démographique, et des données disponibles.
Il
s'agit de huit
indicateurs
basés
sur
le
revenu
ou
les
dépenses
et
d'un
indicateur
construit
par agrégation
de variables
relatives à
la
possession
de biens
et à l'accès
à
certaines
facilités.
Nous n'aborderons pas en
détail l'interprétation
de la
relation
de
causalité entre
pauvreté
et fécondité.
Malgré
tout son intérêt, cette question
est difficile à traiter à partir des données
que
nous utilisons. Les indicateurs
de niveau de vie font
en
effet
le
plus souvent référence
au
moment de
l'enquête,
alors que
la
fécondité est généralement mesurée pour
une
période
passée
(parité atteinte au
moment de
l'enquête), ce
qui rend les
interprétations fragiles.
Même
si de telles données semblent a
priori
plus
adaptées à l'analyse de l'influence de
la
fécondité sur le niveau de vie
que
l'inverse,
la
relation mesurée
à
un
moment donné
ne
permet
pas de
distinguer
l'importance
des deux sens de la causalité.
En
outre, les
mécanismes sous-jacents à ces relations sont complexes et
nécessitent le
recours à
d'autres
données
et
d'autres méthodes d'analyse
que
de simples
relations bivariées.
Il n'en demeure
pas
moins que
les
résultats
d'enquête
restent souvent présentés sous forme
de
relations bivariées entre niveau
de vie
et
fécondité,
et
qu'il
est
donc
utile
d'étudier dans
quelle
mesure
le
choix de l indicateur influence l'intensité de
la
relation^10).
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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NIVEAU DE VIE ET RELATION
ENTRE PAUVRETÉ
ET FÉCONDITÉ 967
I. - Présentation de l'enquête
et
des
indicateurs utilisés
Les données que
nous
utilisons proviennent de l Enquête Ménage
Intégrée
d'Afrique
du
Sud de 1993-1994(11). Cette enquête a été
réalisée
conjointement
par
l'École d'économie
de
l'Université
de
Cape Town (Afrique du
Sud) et
par
la Banque mondiale, dans le cadre des enquêtes LSMS (Living
Standard
Measurement Studies) (Grosh
et
Glewwe,
1995). Il s'agit
d'une
enquête nationale représentative, réalisée auprès de
8
848 ménages (dont 1 0
469
femmes
âgées
de 15 à
49
ans)
dans 360
grappes de sondageil2). Elle a couvert un
vaste ensemble de questions
relatives au niveau
de
vie matériel, à
l'emploi,
à
l'accès
à
la
terre, à l'instruction, à
la
santé, etc. et à
la
démographie
des
ménages^3'. Les
données
sur
la
fécondité
proviennent
du
module
sur
les
grossesses
et
la santé des
enfants
; toutes les femmes âgées de 15 à 49 ans(14) ont
été
interrogées
sur
le
nombre total
d'enfants nés vivants
qu'elles avaient eus,
le
nombre
de
mort-nés,
la
survie
des
enfants à un
an
et à cinq ans,
ainsi que sur
l'allaitement.
Nous travaillons ici
sur
l'échantillon des 1 867
femmes
âgées de
40
à
49
ans,
et
nous distinguons dans nos analyses selon le caractère
urbain
ou rural du lieu
de résidence.
L'indicateur de
fécondité
Les indicateurs de fécondité
utilisables
sont
limités par
les données
disponibles.
Plusieurs
possibilités
existent
néanmoins,
telles
que
la
mesure d'une
parité
standardisée,
d'un indicateur de
type DRAT(I5) (Boulier et Rosenzweig,
1978) ou d'un indice synthétique de fécondité calculé par la
méthode des
own
children(]6). Nous
utilisons
ici la parité moyenne des
femmes âgées
de 40 à 49
ans.
La parité reste l'un des indicateurs les plus utilisés dans
la littérature consacrée à ce
sujet
(Schoumaker et Tabutin, 1999), ce
qui
indicateur de
niveau
de vie
lorsqu'on
s'intéresse à
l'influence
du
niveau
de vie
sur
la fécondité.
Arguellô
(1983,
p. 29) préconise de mesurer le niveau de vie
par
le revenu
du
chef de ménage,
qui est
« plus
proche
du
revenu de la famille
au
moment
de
concevoir les enfants », et Schoemaker
(1987,
p.
39)
mesure le niveau de vie par le
revenu
moyen
des
adultes
actifs
du ménage
pour
«éviter
le biais [selon
lequel] ce
serait parce
que
les
femmes
ont beaucoup
d'enfants que
le
[niveau de vie] serait faible». En revanche, si la question
est de
savoir si la fécondité a un
impact
sur
le
niveau
de
vie,
un
indicateur
par
personne ou
par
équivalent
adulte
semble plus
justifié, puisqu'il
s'agit alors
de mesurer le
niveau
de vie
au moment
de l'enquête
comme
étant une
conséquence possible d'une fécondité élevée.
(11)
South Africa
integrated Household Survey (SAIHS).
(12) Le plan de sondage était un
sondage
aléatoire
stratifié
à deux degrés
auto-pondéré.
Des taux
de refus
variables entre
catégories de population et l'impossibilité d'enquêter
certaines
zones
ont rendu
nécessaire l'utilisation de
pondérations dans
l'analyse (Deaton,
1997).
(13>
Pour
plus
de détails sur l'enquête,
voir
Saldru
(1994),
Mencarini (1997) et
Deaton
(1997).
(l4>
II s'agit
des femmes
ayant
déclaré
avoir entre 15
et 49 ans
lors
de
leur
prochain
anniversaire.
(15) Le DRAT (duration ratio) est un indicateur individuel
de
fécondité contrôlant l'âge
et la durée
d'union. Il
est calculé
en
rapportant la parité d'une femme à un nombre d'enfants
théorique (compte
tenu de
son
âge
et
de sa durée d'union) obtenu
sur la base d'un
schéma
de
fécondité légitime naturelle.
(16) Pour une telle approche
appliquée
aux données de l'enquête SAIHS,
voir
Mencarini (1997).
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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Illustration non autorisée à la diffusion
968 В. SCHOUMAKER
justifie son
utilisation
dans
nos
comparaisons, notre
objectif étant
de tester
l'influence du choix
de l indicateur dans une situation fréquente.
La parité moyenne
de 40
à
49
ans est calculée pour les femmes
de
chaque
quintile
des
neuf
indicateurs
de
niveau
de
vie
retenus*
I7).
Au
niveau
national, elle était légèrement supérieure à 4
enfants
par
femme
en 1993,
soit
5,1
enfants
par femme
en
milieu rural et
3,3 en milieu urbain (tableau
1).
Tableau
1 -
Effectif
et parité
des femmes âgées de 40 À
49
ans
et
valeur moyenne
DES INDICATEURS DE NIVEAU DE
VIE
SELON LE LIEU DE RÉSIDENCE, AFRIQUE DU SUD, 1993
Variable
Effectifs
de
femmes
de
40
à 49 ans(d)
Parité moyenne
Niveau
de
vie (en rands par mois pour les
indicateurs
monétaires)
Revenu par
personne (A)
Dépenses par personne (B)
Dépenses alimentaires
par
personne (C)
Dépenses par
unité
de
consommation
(D)
Dépenses par adulte (E)
Revenu du ménage (F)
Dépenses
du ménage
(G)
Part des
dépenses
alimentaires
(en %)
(H)
Indicateur
composite
(I)
Lieu de résidence
Urbain
1011
3,33
905
729
176
1062
1010
3
437
2
795
36
5,06
Rural
856
5,09
225
212
95
342
397
158
1 146
54
2,19
Ensemble
1 867
4,05
625
516
143
766
758
2
500
2 117
43
3,88
effectifs
non
pondérés.
Source
:
enquête
SAIHS,
1993.
Les
indicateurs
de niveau de
vie
Nous comparons neuf indicateurs de
niveau
de
vie
;
le niveau
de
vie est
mesuré pour chaque femme' l8), les femmes
étant
ensuite classées en
quintiles.
Les
neuf
indicateurs
retenus sont : (A) le revenu par personne, (B) les
dépenses
par
personne, (C) les dépenses alimentaires
par
personne,
(D)
les dépenses
par unité
de
consommation,
(E) les dépenses
par
adulte, (F)
le
revenu du
ménage,
(G) les
dépenses du ménage,
(H) la
part des dépenses
alimentaires dans les
dépenses totales du
ménage et (I) un indicateur composite de niveau de
vie.
Le
choix
des
indicateurs
résulte de leur usage dans la
littérature
démographique et économique(19) et
de
la
disponibilité
des
données dans
l'enquête
;
l indicateur
composite est par
ailleurs
le type
d'indicateur qu'il
est
possible
de
construire avec une
enquête EDS.
Nous
présentons ci-dessous
ces
indicateurs
et leurs
principaux
intérêts et limites.
(17) La répartition en quintiles
permet
d'avoir un découpage relativement fin tout en
conservant
des
effectifs
suffisants dans chaque catégorie
de
niveau
de
vie. Des
analyses
effectuées
sur un découpage en huit octiles donnent
des
résultats similaires.
(18) II s'agit
d'indicateurs mesurés au niveau du
ménage, dont
les
valeurs
sont
attribuées
aux femmes
du
ménage.
(19) Plusieurs d'entre eux
sont
également
comparés par Glewwe et
Van
der Gaag (1990).
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
10/33
NIVEAU
DE
VIE ET
RELATION
ENTRE
PAUVRETÉ
ET
FÉCONDITÉ
969
Revenu et dépenses
Le choix du
revenu ou des
dépenses
pour mesurer le
niveau de
vie
et «identifier» les pauvres a fait l'objet de nombreuses
discussions
dans
la
littérature
économique.
En
pratique,
les
dépenses
sont
généralement
préférées
au
revenu (Glewwe
et
Van
der
Gaag, 1990; Ravallion, 1996). Les
deux
principaux
arguments avancés
sont, d'une part,
que
la consommation
actuelle
(dépenses) est
considérée comme
un
meilleur
indicateur
du niveau
de vie
que
le revenu,
notamment
du fait de
problèmes
de qualité des
données (Deaton,
1997;
Montgomery et al.,
1997) et,
d'autre part, qu'elle
peut être
un
bon indicateur du bien-être moyen à long terme (Lipton
et
Ravallion,
1995).
Nous
utilisons ici plusieurs indicateurs basés
sur le
revenu et
sur
les dépenses. Le revenu
total
est défini comme l'ensemble des
revenus du ménage :
il
inclut les salaires, les revenus imputés de la
possession du logement, les allocations
et
les
transferts
monétaires.
Les
dépenses
totales
reprennent
l'ensemble
des
dépenses
du
ménage,
y
compris
les
dépenses
imputées de la valeur
du
logement possédé ou en prêt et les
dépenses imputées pour l'auto-production de nourriture. Ces
mesures peuvent
être
corrigées
afin de prendre en compte la taille et la structure des
ménages,
ce dont nous discutons dans le point
suivant.
Montants
par personne, par
ménage,
par
unité
de consommation
ou
par
adulte ?
Le
revenu et
les dépenses sont généralement
mesurés au
niveau
des
ménages. Une
telle
mesure
n'est toutefois
pas satisfaisante, puisqu'elle ne
tient
pas
compte
de
la
taille
du
ménage.
Une
première
possibilité
consiste
à diviser
les
dépenses (le
revenu)
par le nombre
de membres du ménage,
c'est-à-dire
calculer
les dépenses (le revenu)
par
personne. Cette méthode
pose
deux
problèmes : d'une part, les
besoins des
individus
varient
en
fonction
de caractéristiques telles
que
l'âge
et le
sexe et,
d'autre part,
il
peut
exister des économies d'échelle au sein des ménages. Il
est donc
nécessaire
d'avoir recours à des échelles d'équivalence
pour
comparer le niveau de
vie
de ménages de composition
et
de taille
différentes
(Ravallion, 1996).
Le premier problème peut être traité en attribuant des poids
différents
aux
membres du ménage en fonction de leur âge et de leur sexe. Quant
aux
économies d'échelle,
une manière simple
d'en
tenir
compte
(Lanjouw
et
Ravallion,
1995)
consiste à mesurer le niveau de vie d'un ménage h
(lh)
en divisant
les
dépenses ou le revenu
total du
ménage (xh) par le nombre
de membres du ménages
(mh) mis à
la puissance
a, un paramètre
d'élasticité-taille prenant
une
valeur comprise
entre 0 et 1.
Cl
ml
Pour
une valeur d'alpha égale à 0,
on
obtient une mesure
du
niveau
de vie par ménage; pour une valeur
d'alpha
égale à
1
,
on obtient
une
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
11/33
970
В. SCHOUMAKER
mesure du
niveau
de
vie par
personne.
Pour une
valeur
d'alpha
située
entre
0 et 1,
chaque
membre
supplémentaire
dans un ménage a un
poids plus
faible
que le précédent(20).
Une
autre
possibilité
consiste
à
commencer
par
attribuer
des
pondérations différentes aux membres du ménage
en
fonction de
leur
âge
et
de
leur
sexe, puis à transformer les équivalents adultes ainsi obtenus
en
équivalents
adultes
«effectifs» par
la méthode décrite
ci-dessus
(Deaton,
1997).
En
réalité,
l'ajustement
par le paramètre alpha tient
non
seulement
compte
des
économies
d'échelle
mais aussi,
indirectement, de
la
composition
du
ménage, dans
la
mesure où celle-ci est corrélée à
la
taille du ménage.
Les
besoins différents en fonction de l'âge et
les
économies
d'échelle peuvent
être résumés dans le seul paramètre alpha (Buhman et al., 1996)
si l'on
retient
pour ce paramètre une valeur inférieure à celle
qui tiendrait
seulement
compte
des économies d'échelle.
Pour
la
mesure
des
dépenses
par
unité
de
consommation
nous
utilisons une
valeur
d'alpha égale à
0,7. Cette valeur
est
choisie de
façon ad
hoc
et représente un ordre
de
grandeur plausible au
vu de la
valeur
de
ce
paramètre
dans des
études
consacrées à différents pays(21). Nous mesurons
également
le
niveau de vie en divisant les dépenses du ménage
par le
nombre
d'adultes
de
18
ans
et
plus qui
le
composent,
ce
qui revient à
donner
aux
enfants un poids nul
(dépenses
par
adulte). Ce choix
répond aux
propositions de plusieurs
auteurs
de
choisir
un instrument de mesure dont le
dénominateur
n'est
pas affecté
par
la fécondité (Montgomery
et al,
1997).
Nous
retenons
en
définitive
les indicateurs basés sur
le revenu ou
les dépenses suivants : le revenu
par
personne (A), le revenu du ménage
(F), les dépenses
par
personne
(B), les dépenses
du
ménage (G),
les
dépenses par
unité
de
consommation (D)
et
les
dépenses par adulte (E).
Les
dépenses
alimentaires
par
personne
Nous prenons également comme indicateur de niveau de vie les
dépenses alimentaires
par
personne (C).
L'avantage
de cet indicateur
est
qu'il
nécessite
moins
de
données que
ceux
basés
sur
l'ensemble
des
dépenses
ou
le
revenu ; le
désavantage
est
évidemment
qu'il
ne
tient
pas
compte
des
autres dépenses telles
que
celles
consacrées à
l'habillement ou
au lo-
(2°) Comme plusieurs auteurs l'ont noté,
considérer
que la valeur de ce paramètre est
identique pour l'ensemble
de
la population n'est pas nécessairement juste. Selon Lipton
(1995),
parmi
les plus pauvres, la
part
des
dépenses pouvant faire
l'objet d'économies
d'échelle
serait
de l'ordre de
10%,
ce
qui signifie
que
la valeur d'alpha devrait être plus
élevée
pour
les pauvres.
(21>
L'estimation
précise de ce paramètre
n'est
pas
dans les
objectifs de ce travail.
Dans des
analyses
préliminaires, nous avons mesuré le niveau
de
vie
avec
les dépenses par
équivalent
adulte (en
attribuant un
poids
unitaire aux adultes, un
poids
de 0,2 aux enfants
de
0 à 6 ans,
de 0,3
aux enfants
de
7 à 12
ans
et
de 0,5
aux enfants
de
13 à 17
ans).
Le
coefficient de
corrélation,
au
niveau individuel, entre les valeurs
de cet indicateur et celles
obtenues
pour
les
dépenses
par unité
de
consommation
avec
un
paramètre
d'élasticité-taille
égal
à 0,7 est
très
élevé (0,983
au niveau
national,
supérieur
à 0,970
en
milieu rural). Les
résultats sont
très
proches de ceux obtenus
avec
le paramètre d'élasticité-taille, aussi bien
pour la
fécondité
selon le
niveau
de vie que pour le classement des femmes
par
quintile.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
12/33
NIVEAU DE VIE ET RELATION ENTRE
PAUVRETÉ
ET
FÉCONDITÉ
97
1
gement. La prise en
compte
des économies d'échelle est moins justifiée
ici, même si,
par
ailleurs,
le
calcul
d'un nombre d'équivalents adultes pour
tenir
compte
de
la
structure du ménage permettrait d'ajuster cet indicateur.
Nous nous
en
tiendrons
toutefois aux dépenses alimentaires par
personne.
La
part
des dépenses
alimentaires
La part des dépenses alimentaires dans les dépenses totales a
également
été proposée comme
indicateur de
niveau
de
vie.
Son utilisation
repose
sur la
loi
d'Engel,
selon laquelle
les ménages les
plus pauvres consacrent une plus
grande part de leur budget à l'alimentation. Cet indicateur
permet d'ignorer la
taille du ménage, mais il
nécessite
des informations
sur
la totalité de son budget,
en
distinguant
les
dépenses alimentaires
des
autres
dépenses.
Nous
le
conserverons dans
nos comparaisons, bien qu'il ait été critiqué comme
indicateur
du
niveau de vie dans les pays en
développement
(Glewwe et Van der Gaag, 1990).
L'indicateur
composite
Plusieurs auteurs ont construit
des
indicateurs composites
par
agrégation de plusieurs
variables
relatives à la possession de biens de
con sommat i on ou aux
caractéristiques
du
logement
(Knodel et Prachuabmoh, 1973;
Noumbissi et Sanderson, 1998;
Rodgers et
al., 1986).
Les principaux
arguments en
faveur
de ce type
d'indicateurs sont,
outre
les
lacunes des
données
sur les revenus ou les dépenses, leur caractère
multi-dimensionnel et la
relative
simplicité
de leur construction. Ce type d'indicateurs peut être
calculé
à partir
d'une enquête
démographique et
de
santé
(EDS).
Son
utilisation
pose
néanmoins
quelques
problèmes,
dont
ceux
du
choix
des
variables
et
de
leur
poids dans l'indicateur, souvent
déterminé
de manière
arbitraire.
L'indicateur
composite que
nous utilisons
dans ce travail est une
somme pondérée de variables
relatives
à l'accès à l'eau, au type de W.C.,
à
la
disponibilité de l'électricité,
au
nombre de pièces du logement
et
aux
biens
possédés par le ménage(22).
Les
autres indicateurs possibles
D'autres
indicateurs
de niveau de vie
peuvent
servir à identifier les
pauvres.
Glewwe
et
Van
der
Gaag
(1990)
utilisent
notamment
la
surface
des terres possédées, ou
encore
des indicateurs
anthropométriques,
tels que
l'indice
taille-pour-âge
des enfants. Nous
ne
disposons
pas
de données sur
la
surface des terres pour
l'ensemble de l'échantillon.
Par
ailleurs, les
indicateurs
anthropométriques
posent un problème
de sélection
dans l'analyse
de
la relation entre niveau
de
vie et fécondité, puisqu'ils ne
sont
mesurables
que pour
les ménages dans lesquels il
y
a des
enfants
de moins de 6 ans.
C'est
le
cas
pour tous
les indicateurs de niveau de
vie
basés
sur des
caractéristiques
des
enfants ; nous
n'y aurons
donc pas
recours
dans
ce travail.
(22) La construction
de
l'indicateur est
détaillée
en annexe
1.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
13/33
972 В. SCHOUMAKER
II.
- Comparaison des relations
entre niveau
de
vie et fécondité
Les relations entre
niveau
de
vie et
fécondité obtenues
avec
les
neuf
indicateurs
en milieu
rural,
en
milieu
urbain et
pour
l'ensemble
du
pays
sont reprises dans
la
figure 1.
Il en ressort qu'en
milieu rural,
la
relation
peut
varier
sensiblement selon l indicateur
utilisé.
On observe
par
exemple
une relation
clairement négative
lorsque le niveau de vie est mesuré par
le revenu par personne
(A)
ou les dépenses par personne (B),
mais
elle
est
nettement
moins claire lorsque le niveau de
vie
est mesuré par le revenu
du
ménage (F) ou
les
dépenses
du
ménage (G), puisque
les
différences
de
fécondité
entre
les
femmes
classées
dans
les quatre
premiers
quintiles sont
alors
très
faibles.
En
milieu
urbain
et
pour
l'ensemble
du
pays,
la
relation
semble moins affectée par le choix
de
l indicateur
de
niveau
de vie,
bien
que des différences d'intensité subsistent.
Quelle peut être
l'origine des différences
entre ces relations
? Par
exemple,
les écarts entre les
mesures « par personne » et « par ménage »
sont
importants, ce qui,
comme nous
l'avons déjà
souligné, était
prévisible
compte
tenu de la relation
qui existe
entre
parité et
taille du
ménage ; en
outre, les
différences
sont plus marquées
en
milieu rural qu'en milieu
urbain. Dans les
pages
qui suivent, nous cherchons
à
décomposer les
différences
entre ces
relations afin de mettre
en
évidence leurs origines.
Décomposition de l'écart de Les
différences
de fécondité obtenues se-
fécondité
obtenu avec deux
Ion
le recours à des
indicateurs
différents
indicateurs
différents
de
niveau
de
vie
peuvent
être
sées en
deux éléments
: la proportion de
femmes
classées différemment
par
deux indicateurs
et la
différence de
fécondité des femmes
classées
différemment.
La méthode
que
nous utilisons
repose
sur
un
principe simple(23).
Lorsque l'on
classe
les femmes dans des quintiles de niveau de vie avec
deux
indicateurs
de
niveau
de
vie
différents,
certaines femmes
ne sont pas
classées
de la même manière. Par exemple, des femmes considérées
comme
pauvres (situées dans
le premier
quintile)
selon
un
indicateur
seront
classées
dans
un
autre
quintile
selon
un
autre indicateur. La proportion de femmes
classées dans le quintile i avec l'indicateur
A
et dans le quintile
j
avec
l'indicateur
В peut s'interpréter comme une
probabilité
conjointe notée
p
(Ai
,
B}).
Au
total, on
a vingt-cinq catégories de femmes, en fonction
du
quintile
dans
lequel elles
sont classées avec
chaque
indicateur
A
et
B. À chaque catégorie
de
femmes correspond une parité moyenne
que l'on notera
f(At , B}).
(23) Nous ne connaissons pas d'exemple
d'application
de la
méthode
proposée ici à
ce
problème
ou
à un problème comparable.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
14/33
Illustration non autorisée à la diffusion
NIVEAU
DE
VIE ET
RELATION ENTRE PAUVRETÉ
ET FÉCONDITÉ 973
Parité
à 40-49 ans
A - revenu par
personne
; В - dépenses par
personne
; С - dépenses alimentaires par
personne
;
D - dépenses par unité de consommation ; E - dépenses par adulte
; F - revenu
du
ménage ;
G - dépenses
du
ménage ; H - part des dépenses alimentaires dans les dépenses
totales ; I - indicateur
composite
Figure 1.
- Relation entre niveau de vie (en
quintiles)
et fécondité pour neuf
indicateurs de niveau de vie
selon
le lieu de résidence, Afrique du
Sud,
1993
Source: enquête SAIHS, 1993
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
15/33
974
В. SCHOUMAKER
La fécondité moyenne
des femmes
du quintile
/ avec
l indicateur A
(/(A,)) se calcule comme suit :
5
Jjp(Ai,Bj)-f(Ai,Bj)
Étant
donné
que
:
5
et que :
P
(Bj)
on
peut réécrire
[1] comme
suit :
5
7=1
La
fécondité
des
femmes
du
quintile i
selon
l indicateur
A
est
donc
la moyenne
pondérée des
fécondités
des femmes
classées
dans le
quintile
i selon
A
et dans le
quintile j
selon
B, les
pondérations
étant les probabilités
conditionnelles qu'une
femme
classée dans le quintile
j
par В
soit classée
dans
le
quintile i
par
l'indicateur
A.
De
la
même manière, la fécondité moyenne des
femmes
du quintile
j
selon l indicateur
В
s'écrit :
Les
probabilités
conditionnelles
obtenues
pour
le
revenu par
personne
(A)
et
le revenu du ménage (B) sont reprises dans le tableau 2.
Elles
indiquent la correspondance
entre le
classement des
femmes
selon ces deux
indicateurs, les colonnes correspondant aux
quintiles
de revenu
du
ménage
(Bj),
et les lignes aux
quintiles
de revenu
par
personne (A,)(24). La diagonale
contient
les proportions de femmes
de
chaque
quintile classées
de la même
manière
par
les deux indicateurs.
Par exemple,
78 %
des femmes
classées
dans le premier
quintile
de revenu par personne sont également
classées
(24)
La somme des éléments d'une colonne ou d'une
ligne doit être égale à 1 (100%).
Les
légères différences dans
les
totaux
proviennent
des chiffres arrondis.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
16/33
Illustration non autorisée à la diffusion
Illustration non autorisée à la diffusion
NIVEAU
DE
VIE ET RELATION ENTRE
PAUVRETE
ET
FECONDITE
975
Tableau 2. -
Répartition
des femmes
âgées
de 40 À 49 ans
selon
le
quintile
de revenu
par
personne (a)
et
selon le
quintile
de revenu du
ménage
(b),
Afrique
du Sud, 1993
>nne
g
о.
Revenu
par
(A
Quint
1
2
3
4
5
Revenu
du
ménage
(B)
Quintile (j)
1
P(B\
P(B\
p(Bi
Ai) = 0,78
A2)
= O,17
A3)
=
0,05
0,01
0,00
Source
:
enquête
SAIHS,
993.
2
p(Bi
p(B2
Ai) = 0,19
Ai) =
0,49
0,23
0,08
0,00
3
0,03
0,29
0,45
0,21
0,02
4
0,00
0,05
0,26
0,56
0,14
5
0,00
0,00
0,01
0,15
p(B5 A5) = 0,84
dans le premier quintile de revenu du ménage. L'intersection
de
la
première
ligne et
de la deuxième colonne (p
(B2 \Ar))
indique la
proportion des
femmes classées dans le premier quintile de revenu
par
personne qui sont
classées
dans
le deuxième
quintile de revenu du ménage
(19%).
Cette
proportion est aussi égale à la proportion des femmes
classées
dans le
deuxième
quintile
de revenu
du ménage qui sont classées
dans le premier
quintile de revenu
par
personne (p
(A{
I B2)),
puisque
les
distributions
marginales
(p (Ai)
et
p
(5,)) sont
identiques
et
uniformes
pour
A
et
B.
Les
parités
moyennes
de
chacune
des
vingt-cinq
catégories
de
femmes
sont
reprises dans le
tableau 3. Les
femmes
classées
dans
le
premier
quintile
selon les deux
indicateurs de niveau de vie ont 5,5 enfants en
moyenne
Tableau 3.
-
Parité des femmes âgées de 40 À 49 ans selon leur classement
en
quintiles
de revenu par
personne (a)
et
de revenu
du ménage
(b),
Afrique
du
Sud, 1993
с
g
о.
Revenu
par
(A
Quint
1
2
3
4
5
f(Bj)
Revenu du ménage
(B)
Quintile (j)
1
/(fii,Ai)
=
5,5
/(fi,,A2) = 3,5
/(fil, Аз)
=1,8
/(fii,A4) = 4,5
•
f(B\) = 5,0
2
/(fî2,A,)
=
6,l
/№,A2) = 4,9
3,4
2,8
•
f(B2) = 4,6
3
6,3
5,6
4,2
2,7
3,0
4,3
4
•
3,8
4,8
3,5
2,2
3,7
5
•
•
7,1
4,0
2,3
2,6
F(Ai)
/(Ai)
= 5,6
/(A2)
= 4,8
4,1
3,3
2,3
4,1
Source
:
enquête
SAIHS,
1993.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
17/33
976
В. SCHOUMAKER
(f{Bx, Ax)).
Les
femmes
classées
dans le premier
quintile
de revenu par
personne et dans le deuxième
quintile
de revenu du
ménage
(f(B2,Ax))
ont
6,1 enfants
en moyenne, alors
que
celles classées dans
le
premier
quintile
de
revenu
du
ménage
et
dans
le
deuxième
quintile
de
revenu par
personne
(f(Bl,A2))
ont,
en
moyenne,
3,5
enfants.
Ces écarts
signifient que
les
femmes
qui
ont un niveau de
vie
supérieur en
termes
de revenu
du
ménage par rapport à leur niveau de vie en termes
de
revenu par personne
ont
une
fécondité plus
élevée
que les
femmes pour
lesquelles
la situation
est inverse.
En
nous basant
sur
les
relations
[4]
et
[5],
la
différence de fécondité
selon deux indicateurs A
et В pour un
quintile к
s'écrit
:
f(Ak)
-f(Bk)
=
-f(Ak,
•/(A/,
Bk) [6]
Étant donné que :
On a:
p(Ak\Bk)=p(Bk\Ak) [7]
f(Ak)
-f(Bk)
= Bj)
-f(Ak ,
\Ai)-f(Ai,Bk)
[8]
Compte tenu du fait que :
5 5
[9]
La relation
[8]
devient :
f(Ak)-f(Bk)
=
[l-p(Ak\Bk)]
P (5*1 A,-)
[10]
On peut
réécrire
plus
simplement
cette
relation
sous
la
forme
suivante
:
/(A*)
-f(Bk)
=
*
(Ak) -f [11]
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
18/33
NIVEAUDE VIE ET RELATION
ENTRE PAUVRETÉ
ET
FÉCONDITÉ
977
où :
M£B=[[-p(Ak\Bk)] [12]
et
:
5 5
X p
(Ak
I Bj) -f(Ak, Bj) %p(Bk\
Ai)
-f(Ai
, Bk)
M^B est
la
proportion de femmes classées
différemment
selon les
deux
indicateurs pour le
quintile к, c'est-à-dire
la proportion des femmes
classées
dans
le
quintile
к
par
un
indicateur qui
ne
sont
pas
classées
dans
ce
même quintile
par l'autre indicateur.
/
(Ak)
est la fécondité moyenne
des femmes
classées
dans le
quintile
к par
l indicateur A
et
classées
dans
un
autre
quintile par l indicateur В ;
/*
(Bk)
est la fécondité moyenne des
femmes
classées dans
le
quintile к
par
l indicateur
В et
classées dans
un
autre
quintile par
l'indicateur
A.
La différence de fécondité des
femmes
du quintile к selon deux
indicateurs de niveau de vie est donc égale au produit de
deux
éléments
:
la
proportion
de femmes
classées
différemment par les deux
indicateurs
et
la différence de fécondité des
femmes
classées
différemment.
Comparaison des relations
Nous comparons les
relations
entre niveau
de
vie et
fécondité selon entre
niveau
de vie
et fécondité
deux indicateurs
:
le
premier
quintile
en
deux
étapes.
Dans
un
premier temps, nous comparons
la
fécondité des femmes
du
premier quintile,
soit
les femmes les plus
pauvres,
selon différents indicateurs
de
niveau
de
vie. Dans un second temps,
nous comparerons les différences entre relations à l'aide d'un
indice
de
dissimilarité pour l'ensemble de
la
relation entre niveau de vie
et
fécondité.
Nous
réécrivons
la
relation
[11]
pour
les
femmes
du
premier
quintile,
en considérant maintenant la
valeur absolue de
la différence
de fécondité
:
rAB
=
/*
(A,)
_ ■MiD\ [14]
Pour
chaque
paire
d'indicateurs,
la différence de fécondité des
femmes
du
premier
quintile
(/ffi) est décomposée en deux
éléments
: la
proportion de femmes
classées
différemment (Mffi) et la
valeur
absolue de la
différence de fécondité des femmes
classées
différemment (Z)ffi). La
figure 2 reprend en ordonnées
la
proportion de
femmes
classées
différemment
et, en abscisses, la différence
de
fécondité des femmes
classées
dif-
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
19/33
Illustration non autorisée à la diffusion
978
В. SCHOUMAKER
Proportion de
femmes
du premier quintile classées
différemment
(%)
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Différence
de fécondité des
femmes
classées différemment
Figure 2. - Décomposition des différences de fécondité des
femmes du
premier quintile entre paires d'indicateurs de
niveau
de vie
selon
le lieu de résidence,
Afrique
du
Sud,
1993
Note :
la
fécondité est mesurée par
la
parité
moyenne à 40-49 ans. Chaque point
représente une paire d'indicateurs
de niveau de
vie.
Les 36
paires d'indicateurs sont
définies dans le tableau 4.
Les courbes
d'iso-différences
permettent de mesurer
la
différence relative
de
fécondité
des
femmes du 1er quintile pour chaque paire d'indicateurs.
Source:
enquête SAIHS, 1993.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
20/33
NIVEAU
DE
VIE ET RELATION ENTRE
PAUVRETÉ
ET
FÉCONDITÉ
979
féremment
(voir tableau 4
pour
les valeurs)(25). Chaque
point représente
l'une des
trente-six
paires d'indicateurs. Sur
ces
figures
sont
également
tracées des
courbes
d'iso-différences,
telles
que
tout
point
se
trouvant à
droite de la courbe correspond à une paire d'indicateurs
pour
laquelle la
différence de
fécondité
des
femmes
du
premier
quintile
est
supérieure
à
la valeur indiquée
par
la
courbe(26).
Les
proportions
de femmes
classées
différemment
Ces figures montrent
que
les proportions de
femmes
classées
différemment
par
deux indicateurs sont fort variables.
Un
nombre
important
de
paires d'indicateurs (deux
tiers
en milieu rural,
un tiers
en milieu
urbain,
environ 40%
pour
l'ensemble
du
pays) classent conjointement moins de
la
moitié
des femmes dans le premier quintile.
Il
est donc
clair
que
le
choix de l'indicateur est important
pour
identifier les pauvres.
En
milieu
rural,
par
exemple,
à
peine
10%
des
femmes
considérées
comme pauvres
selon les dépenses alimentaires par personne (C) le
sont
aussi selon la part
des dépenses alimentaires (H) ; cette proportion est également
faible
en
milieu
urbain où
elle
atteint un
peu
moins
de 25 %.
Ceci
confirme les
critiques formulées
à
diverses
reprises à
rencontre de la
part des
dépenses
alimentaires pour la mesure
du
niveau
de
vie
(Glewwe
et Van der Gaag,
1990). Soulignons également
que
les proportions de
femmes
classées
différemment
sont
relativement
élevées dans les
combinaisons où
intervient
l'indicateur composite.
En revanche, certaines paires
d'indicateurs
classent
une
proportion
importante
de
femmes
de
la
même manière.
Par
exemple,
près
de 90
%
des femmes sont
classées conjointement
dans le premier
quintile
selon les
dépenses
par
personne (B) et les dépenses
par unité
de consommation
(D),
en
milieu
urbain comme en
milieu
rural. De même, environ 75 % des
femmes
sont conjointement classées
dans
le premier quintile de
dépenses
par personne
(B) et de dépenses
alimentaires
par personne (C).
En
milieu rural et pour
l'ensemble du
pays,
plus
de
70% des femmes considérées comme pauvres
selon
le revenu par personne
(A)
le
sont
également
selon
le revenu
du
ménage (F) (paire 5),
soit
une proportion
supérieure
à celle observée
pour
la paire revenu par personne (A) et dépenses par personne (B)
(paire 1).
Alors
que le
sens commun voudrait
que le
revenu
par
personne
et
les
(25^ Des écarts types, tenant compte
de
l'effet
de
grappe lié au
plan de
sondage,
ont
été
calculés
pour
les fécondités moyennes
des femmes
du premier
quintile
par la
technique du
jackknife.
Cette méthode
est
basée sur le principe
de pseudo-réplication de sous-
échantillons, à
partir
desquels
on
estime la variabilité de l'estimateur. Cela permet d'obtenir
des
estimations de
variances
dans
des
plans de
sondage
complexes, et
également
pour
des
paramètres dont la variance ne peut se
calculer de
manière analytique (Lee et al., 1989;
DHS,
1996). Le
tableau 4
indique le degré
de
significativité
des
différences
de
fécondité
des
femmes du premier quintile.
(26) II s'agit
de courbes
d'iso-différences
relatives.
Une courbe correspond à un
pourcentage
de la parité moyenne des femmes de
40-49
ans
dans
la
population
considérée.
Par
exemple,
en milieu
rural,
la
courbe
à 10% correspond à /i = 10% de la parité moyenne en
milieu rural (5,09
enfants),
soit
0,51 enfant.
On
peut lire cette valeur sur
la
courbe
d'iso-
différence
pour
M\ =
100%.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
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Entre Pauvreté Et Fécondité
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8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
23/33
982 В. SCHOUMAKER
dépenses
par personne
identifient
comme pauvres à
peu
près les mêmes
femmes,
on voit
ici
que
le revenu du ménage aboutit à un
classement
plus
proche
de
celui
du revenu
par
personne
que ce n'est
le cas avec les
dépenses
par personne(27).
En résumé,
ces
résultats
indiquent clairement
que le
choix de
l'indicateur
importe
pour
identifier
les pauvres et ils
confirment
des résultats
tels
que
ceux
obtenus par Glewwe et Van der
Gaag
(1990) pour la Côte
d'Ivoire. L'influence du choix de l indicateur semble
par
ailleurs plus
importante
en milieu
rural
qu'en milieu
urbain, la
proportion de
femmes
classées
de
la
même manière
étant
plus
élevée en
milieu urbain qu'en milieu
rural
pour la
grande majorité des combinaisons d'indicateurs de niveau de
vie. Nous reviendrons
brièvement
sur ce
point.
Les
différences
de
fécondité
des femmes
classées
différemment
Un deuxième
élément
qui ressort clairement de
ces
figures et du
tableau 4 est le fait
que
la différence de fécondité des
femmes
classées
différemment est,
pour
certaines paires
d'indicateurs,
très importante.
Par
exemple, en
milieu
rural,
elle
est
de
près de 4
enfants
lorsque l'on
recourt
aux dépenses par
unité de consommation
(D) et aux dépenses
du
ménage
(G) (paire
24), ce
qui
signifie que
les
femmes considérées
comme pauvres
(dans
le premier quintile) selon
les dépenses
par
unité de consommation
mais pas
selon
les
dépenses
du
ménage ont en
moyenne
4
enfants de plus
que
les
femmes
considérées comme pauvres selon les dépenses du ménage
mais pas selon les dépenses
par
unité de consommation.
Les
différences
sont,
comme
prévu, importantes
pour
les
comparaisons
d'indicateurs
«par
personne» et «par ménage». En milieu rural,
on relève
quatre paires
d'indicateurs (paires 5,
13,
19 et 24) pour lesquelles la différence de fécondité
des
femmes
classées différemment
est
supérieure à 2,5
enfants
: chacune
concerne
une
comparaison
entre deux indicateurs de niveau de vie ayant comme
dénominateur une fonction différente
du
nombre de membres
du
ménage(28).
À
l'inverse,
pour
certaines paires, la
différence de
fécondité
des
femmes
classées différemment est
relativement
faible.
C'est notamment
le
cas
pour la comparaison
entre
revenu par personne et dépenses par
personne (paire
1),
entre
revenu par
personne
et dépenses alimentaires
par
personne (paire
2) ou encore,
entre revenu du
ménage et dépenses
du
ménage (paire
31).
Les
dénominateurs
sont
ici
identiques
pour
les deux
indicateurs. Soulignons
enfin
que la différence de
fécondité
des femmes
classées
différemment est
relativement
faible
en
milieu
urbain
pour
les
comparaisons
entre
l'indicateur composite
et
les dépenses
par unité
de consommation
(paire 26) ou les
dépenses
alimentaires
par
personne (paire
21).
Ceci est
intéressant à souligner dans la mesure où,
bien
que
l'indicateur
composite classe
une proportion
relativement
faible de femmes de la
même manière que ces
(27) Un phénomène similaire a été mis en évidence en Côte
d'Ivoire par Glewwe et
Van der Gaag (1990).
(28) On observe globalement le
même schéma
en
milieu urbain, bien que
les
différences
soient moins
importantes.
-
8/19/2019 Indicateurs de Niveau de Vie Et Mesure de La Relation
Entre Pauvreté Et Fécondité
24/33
NIVEAU DE
VIE ET
RELATION
ENTRE
PAUVRETÉ
ET
FÉCONDITÉ 983
deux
indicateurs, il
ne
semble
pas
«sélectionner»
celles-ci en fonction de
leur fécondité par rapport à ces
deux
indicateurs. En revanche, il
semble que
cela ne
soit
pas
le
cas en
milieu
rural,
où
la sélection en fonction de la
fécondité semble plus forte par rapport aux indicateurs « par
personne »
que
par
rapport
aux
indicateurs
«par ménage».
L'écart
de fécondité
des
femmes classées
différemment selon
les
indicateurs «par ménage» et «par
personne»
est
notamment
lié au fait
que
le
classement
différent des femmes selon ces deux types
d'indicateurs est une fonction du nombre de personnes
constituant le ménage.
Ce nombre étant positivement corrélé à
la
fécondité des femmes du
ménage, les
femmes
classées différemment par deux indicateurs sont
sélectionnées
en
fonction de leur
fécondité.
C'est
intuitivement
évident,
mais
la
relation n'est
pas
aussi directe
qu'il
y
paraît
de
prime
abord(29).
Relation
entre
le
classement
différent
des
femmes
et
la
différence de
fécondité
L'intérêt
majeur de
ces
comparaisons est
de
montrer
qu'à
deux
indicateurs qui classent
conjointement
une proportion importante de femmes
dans le premier
quintile peuvent correspondre
des niveaux
de
fécondité
fort différents pour
les
femmes
de chacun de ces
quintiles,
du fait de l'écart
de fécondité des
femmes
classées
différemment
par les deux indicateurs.
Ainsi, on remarque
sur
la figure 2
que
les paires d'indicateurs pour
lesquelles la différence
de
fécondité des femmes
du
premier
quintile
est la
plus importante classent
conjointement
dans le premier quintile une
proportion de
femmes
similaire aux autres paires, voire plus importante.
En
milieu
rural,
par
exemple,
plus
de
70%
des
femmes
considérées
comme
pauvres selon le revenu par personne le
sont
aussi selon le revenu
du
ménage (paire 5), alors que la différence de fécondité des
femmes
du
premier
quintile
selon
chacun de ces indicateurs
(0,92
enfant) est comparable
à
celle que l'on
observe
dans
la
comparaison entre
les dépenses
alimentaires
par personne et la part des dépenses alimentaires (0,85
enfant),
pour
laquelle à peine 10% des
femmes
sont classées dans le premier quintile
par
les deux indicateurs.
Ce
qui
est
en
cause
ici est donc l'importance de
l'écart de fécondité des femmes
classées différemment.
Ceci
suggère
que la
proportion
de
femmes classées conjointement
dans
le
premier
quintile
n'est
pas
déterminante
pour
la
correspondance
de
la
fécondité des
femmes du
premier quintile
selon
deux
indicateurs
; il
semble que
c'est
surtout
la différence de
fécondité
des
femmes
classées
différemment
qui
influe sur l'écart
de
fécondité. L'examen des
corrélations (tableau
5)
entre
la
différence
de fécondité
des
femmes
du
premier
quintile
(/]) et
ses
deux composantes {Mx et Dx)
montre
en effet une
relation
étroite
