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Revue d'économie du développement

2005/1 (Vol. 19)



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Introduction

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Durant ces dernières années, un large consensus s'est établi parmi les chercheurs d'aborder simultanément les questions d'équité et de distribution de revenus avec celles de la croissance économique. Au Cameroun comme dans de nombreux pays en développement, les programmes d'ajustement mis en place par le gouvernement avec le soutien des institutions financières internationales auraient certainement eu des effets néfastes sur certaines couches sociales de la population. Dans ce contexte, une attention particulière doit être accordée aux groupes les plus défavorisés de la population corrélativement au processus de croissance économique. Autrement dit, la stratégie économique doit être compatible avec la stratégie de lutte contre la pauvreté.

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Une estimation pragmatique de la lutte contre la pauvreté exige notamment qu'on mesure, éventuellement, les effets de la croissance sur la pauvreté et les inégalités sociales. La relation entre croissance, inégalités et pauvreté est un thème récurrent en économie. Habituellement, le débat s'est fondamentalement focalisé sur la nature de la relation entre croissance et inégalités [2]  La courbe de Kuznets (1955) établissait un lien entre... [2] . Mais l'attention portée sur les stratégies de lutte contre la pauvreté a conduit à ajouter cette dernière dimension à la discussion [3]  Il existe aujourd'hui deux groupes d'approche de la... [3] . Actuellement, la question la plus importante qui se pose est de savoir comment accélérer le rythme de réduction de la pauvreté.

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Le degré de la pauvreté dépend de deux éléments à savoir : le revenu moyen et l'inégalité du revenu. Ainsi, la baisse de la pauvreté absolue résulte mécaniquement de deux facteurs : d'une part, l'augmentation du revenu moyen de la population, à distribution relative des revenus constants, entraîne une réduction de la pauvreté ; d'autre part, à revenu moyen constant, toute redistribution des revenus en direction des pauvres produit le même effet. Par conséquent, la variation de la pauvreté peut être décomposée en deux effets : une composante de croissance relative au changement du revenu moyen, et une composante d'inégalité due au changement de l'inégalité. Les niveaux de ces deux composantes fournissent la sensibilité relative de la réduction de la pauvreté due à la croissance et à l'inégalité.

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La majorité des travaux consacrés à l'étude de l'impact de la croissance sur la pauvreté et l'inégalité (par exemple ceux de Ravallion et Chen (1997), Dollar et Kraay (2000)) ne se sont pas focalisés principalement sur l'Afrique qui est le continent possédant aujourd'hui une forte prévalence de la pauvreté. Cependant, de nos jours, la disponibilité des données d'enquête ménage dans de nombreux pays du continent a déjà permis de réaliser deux importantes études sur l'effet de la croissance sur la pauvreté et l'inégalité en Afrique. À cet égard, les travaux de Moser et Ichida (2001) ont montré que, dans les pays africains, il y existait un lien significatif entre la croissance économique et l'amélioration des indicateurs de pauvreté non monétaires. En outre, Ali et Thorbecke (1998) en utilisant les données d'enquête ménage de 16 pays d'Afrique ont trouvé que la pauvreté rurale tendait beaucoup plus à réagir à la croissance que la pauvreté urbaine, alors que cette dernière réagissait davantage aux changements de la distribution du revenu.

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Cet article vise à accroître la littérature sur le débat relatif à l'impact de la croissance et de la redistribution sur la pauvreté en Afrique en utilisant les données de l'enquête budget consommation (EBC) et de l'enquête camerounaise auprès des ménages (ECAM) réalisées respectivement en 1983/84 et 1996 par la Direction de la Statistique et de la Comptabilité Nationale du Cameroun. Il s'agit plus précisément d'établir un profil dynamique de pauvreté pour le Cameroun entre 1983/84 et 1996 et d'appréhender le lien entre la croissance économique, la pauvreté et l'inégalité dans ce pays qui est sous ajustement depuis plus d'une dizaine d'années. Dans cette optique, des estimations récentes sont fournies sur la nature et l'étendue de la pauvreté subie par les camerounais ruraux et urbains. Par la suite, le changement de la pauvreté est d'abord examiné sous un angle statique à l'aide de la méthode de décomposition de Kakwani (1993) puis, de façon dynamique, selon les techniques de décomposition de la variation dans la pauvreté proposées par Kakwani (1997), et Datt et Ravallion (1992). Des analyses de ce genre aident à identifier les causes du changement dans la pauvreté au cours du temps et permettent ainsi d'élaborer des politiques appropriées pour combattre ce fléau.

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L'article est articulé en 5 sections. La section 2 présente le cadre conceptuel et méthodologique de l'étude de la pauvreté, de l'analyse de l'impact de la croissance sur la pauvreté et l'inégalité, ainsi que les données utilisées dans l'étude. Le profil de pauvreté fait l'objet de la section 3 alors que la section 4 présente les résultats empiriques de l'effet de la croissance sur la pauvreté et la redistribution. La section 5 est consacrée au résumé et aux principales conclusions de l'étude.

Cadre conceptuel et méthodologique

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Compte tenu de l'objectif de l'étude, nous présentons successivement la méthodologie d'élaboration du profil de pauvreté et celle de l'analyse de l'impact de la croissance et de la redistribution sur la pauvreté. En fait, la mise en œuvre de ces méthodologies requiert le choix d'un indicateur de niveau de vie, la construction d'un seuil de pauvreté ainsi que le choix d'une mesure de la pauvreté.

Elaboration d'un profil de pauvreté

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La construction d'un profil de pauvreté exige le choix d'un indice adéquat du bien-être au niveau individuel, l'identification d'une ligne de pauvreté qui sépare les pauvres des non pauvres et le choix d'un indice qui saisit les différentes dimensions de la pauvreté.

Indice du bien-être

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Dans cet article, nous utilisons les dépenses totales des ménages par équivalent adulte comme mesure du niveau de vie. L'approche revenu a été exclue car, dans les deux enquêtes utilisées dans cette étude (EBC 1983/84 et ECAM 1996), moins de 8,6 % des ménages ont déclaré un revenu supérieur aux dépenses. Ce qui montre que les revenus ont été largement sous-estimés partout.

Estimation de la ligne de pauvreté

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Il existe deux grandes approches de détermination du seuil de pauvreté : l'approche absolue et l'approche relative.

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La ligne de pauvreté absolue est souvent fondée sur un minimum de besoins nutritionnels à satisfaire, qui est traduit en dépenses alimentaires minima auxquelles on peut ajouter un panier de biens non alimentaires dont on juge qu'il constitue un minimum essentiel. Le seuil de pauvreté établi sur la base de l'approche absolue a une valeur fixe. Cette approche est largement acceptée, facile à comprendre et nécessite la classification ou la présentation des ménages selon leur niveau de revenu ou de consommation.

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Par contre, la pauvreté relative a été plus importante dans l'évaluation de la pauvreté dans les pays en développement. Une ligne de pauvreté relative est déterminée entièrement par la distribution des dépenses à partir desquelles elle est calculée. On peut l'obtenir en décidant d'un seuil de pauvreté en tant que pourcentage arbitraire et présélectionné de la population effectuant ces dépenses. Une autre stratégie consiste à établir la ligne de pauvreté comme une proportion arbitraire et présélectionnée des dépenses moyennes. Cette dernière procédure a été utilisée par Boateng et al. (1992) pour étudier la pauvreté au Ghana. Le seuil de pauvreté établi sur la base de l'approche relative peut donc avoir plusieurs valeurs possibles et peut dans ces conditions ne pas fournir un ensemble de comparaisons cohérentes pour mesurer la pauvreté.

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Dans la littérature actuelle, deux principales méthodes sont couramment utilisées pour estimer la ligne de pauvreté absolue : la méthode basée sur la satisfaction des besoins nutritionnels (Foods Energy Intake (FEI)) et la méthode des coûts des besoins essentiels (Cost of Basic Needs (CBN)).

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La méthode FEI consiste d'abord à fixer un nombre de calories de référence pour la consommation d'énergie nutritive, puis à déterminer les dépenses de consommation ou le niveau de revenu qui permettent à une personne d'assurer cette consommation [4]  Pour une description de cette méthode, voir Greer et... [4] . On peut estimer ce niveau en effectuant une régression de la consommation des calories par rapport aux dépenses de consommation ou au revenu.

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L'approche CBN consiste à définir un panier de biens et services qu'un individu devrait pouvoir se procurer pour être considéré comme non pauvre. Un tel panier engloberait non seulement l'alimentation et la nutrition de base, mais aussi l'habillement et le logement. Il s'agirait de calculer le montant de dépenses minimales nécessaires à l'achat de biens de consommation indispensables au niveau calorifique de survie. Cette méthode n'est pas nouvelle dans la littérature. En effet, elle se retrouve déjà dans les travaux de Rowntree (1901), qui a essayé de construire une ligne de pauvreté en définissant un panier de besoins essentiels pour étudier la pauvreté à York [5]  Cf. Atkinson (1987) pour plus de commentaires. [5] .

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Dans cette étude, la ligne de pauvreté a été déterminée selon une approche absolue suggérée par Ravallion et Bidani (1994). Cette méthode consiste premièrement, à calculer une ligne de pauvreté alimentaire à partir d'un panier d'aliments essentiels et d'estimer par la suite la fonction d'Engel des dépenses alimentaires en régressant la part des aliments sur le logarithme des dépenses alimentaires, en tenant compte des différences dans la taille et la composition des ménages et d'autres variables exogènes.

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L'application de cette méthode aux données de l'Enquête Camerounaise auprès des Ménages (ECAM) de 1996 fournit deux lignes de pauvreté au niveau national. Une ligne de pauvreté inférieure ZL =373.26 FCFA dépenses totales par équivalent adulte par jour et une ligne de pauvreté supérieure ZU = 533.87 FCFA dépenses totales par équivalent adulte par jour.

Le choix de l'indice de pauvreté

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Il existe une vaste littérature relative à la mesure de la pauvreté et chaque indice met en exergue différents aspects des conditions de la pauvreté [6]  Voir notamment, Anthony Atkinson, On the Measurement... [6] . Mais l'indice de pauvreté doit résumer l'information sur l'incidence et l'ampleur de la pauvreté et satisfaire certaines propriétés fondamentales. Des auteurs et notamment Sen (1976), ont proposé les axiomes qu'un indice de pauvreté devrait satisfaire. Il s'agit des axiomes de concentration, de monotonicité, de transfert et de décomposabilité.

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L'axiome de concentration stipule qu'une fois le seuil de pauvreté fixé, il faudrait se concentrer sur les informations relatives aux pauvres dans la détermination du niveau de pauvreté global.

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L'axiome de monotonicité révèle que, toutes choses égales par ailleurs, une réduction du revenu d'une personne se trouvant en dessous du seuil de pauvreté doit se traduire par une hausse de la mesure de pauvreté.

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L'axiome de transfert, quant à lui, montre que ceteris paribus un transfert de revenu d'une personne située en dessous du seuil de pauvreté à tout autre individu ayant un niveau de vie supérieur doit accroître la valeur de la mesure de la pauvreté, à moins que le nombre de ménages en dessous du seuil de pauvreté soit strictement réduit par le transfert.

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L'axiome de décomposabilité assure que la mesure de la pauvreté est additivement décomposable par sous-groupes de population c'est-à-dire en fait que la pauvreté agrégée peut être représentée comme une somme adéquatement pondérée des niveaux de pauvreté dans les différents sous-groupes de la population. L'axiome de décomposabilité facilite la construction des profils de pauvreté et permet ainsi de garantir que lorsque la pauvreté augmente dans un sous-groupe, la pauvreté globale s'accroît si toute chose reste sans changement par ailleurs.

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Les mesures de pauvreté qui satisfont aux axiomes précédents captent trois aspects de la pauvreté que sont : l'incidence, la profondeur et la sévérité de la pauvreté.

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L'incidence est mesurée par la proportion de la population se situant sous la ligne de pauvreté, la profondeur par le déficit moyen par rapport à la ligne de pauvreté des individus considérés comme pauvres. Toutefois, ces derniers concepts ne prennent pas en considération la distribution de notre mesure de bien-être parmi les ménages définis comme pauvres. En conséquence, un transfert de la part de revenu d'un ménage très pauvre vers un ménage moins pauvre (mais demeurant sous la ligne de pauvreté) ne changera pas la valeur d'un indice reflétant ces concepts. Pour faire face à ce problème, le concept de sévérité tient compte de la distribution du bien-être parmi les pauvres. Les trois concepts précédents constituent des cas distincts de la classe Pα (ou FGT) des mesures de la pauvreté développée par Foster, Greer, et Thorbecke (1984) [7]  Pour une discussion détaillée des propriétés et de... [7] et donnée par l'expression suivante [8]  Il faut noter que dans le cas où l'unité d'analyse... [8]

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q = nombre de personnes pauvres

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z = seuil de pauvreté

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yi= dépenses ou revenu par équivalent adulte de l'individu i

28

캱= paramètre de pondération de la pauvreté ou encore le degré de préoccupation que cause l'écart proportionnel par rapport à la ligne de pauvreté.

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Quand 캱= 0, il n'y a aucune préoccupation au sujet de l'étendue de la pauvreté. L'indice pα devient P0=H=qover n qui est donc un indice de dénombrement de pauvres. Il mesure le ratio ou incidence de la pauvreté. Bien que P0 soit l'indice de pauvreté le plus souvent utilisé, il ne permet pas de saisir la gravité ou l'ampleur de la pauvreté et ne respecte pas les deux axiomes de Sen (monotonicité et transfert).

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Lorsque 캱=1, la préoccupation est uniforme au sujet de la pauvreté : une unité monétaire gagnée par les très pauvres aurait le même effet sur la pauvreté qu'une unité monétaire gagnée par les modérément pauvres. Contrairement à l'incidence de la pauvreté (P0), l'indice d'écart de pauvreté ne se prête pas à une interprétation immédiate et intuitive. Il permet d'estimer le déficit proportionnel, c'est-à-dire la distance pour chaque individu entre la dépense par équivalent adulte et le seuil de pauvreté. Il s'agit donc d'un indice d'écart de pauvreté qui mesure la profondeur de la pauvreté.

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Pour pouvoir élaborer des politiques d'intervention dans le domaine de la réduction de la pauvreté, il est important de savoir non seulement combien il y a de pauvres, mais également quel est leur degré de pauvreté. L'indice d'écart de pauvreté (P1) est utilisé à cette fin, à savoir, mesurer l'incidence mais aussi le degré de la pauvreté. Son expression est donnée par la formule suivante :

Equation 2
32

Autrement dit, cet indice prend en compte, et le nombre de pauvres, c'est-à-dire H, et l'étendue de la pauvreté, c'est-à-dire I. L'indice P1 est par conséquent un instrument précieux pour comparer la pauvreté relative de divers groupes ou régions géographiques et permet à cet égard de diriger les interventions vers les plus nécessiteux.

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Lorsque 캱=2, il y a une différence entre les deux situations, et la différenciation s'accentue au fur et à mesure que α s'élève et qu'un poids plus grand est donné aux plus pauvres d'entre les pauvres. P2 mesure donc la relative inégalité de distribution des revenus parmi les pauvres. Il fournit l'intensité de la pauvreté.

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L'indice P de Foster, Greer et Thorbecke possède une particularité importante d'être décomposable en sous-groupes. En effet, soit une population divisée en j=1,2,3,...,m sous-groupes mutuellement exclusifs et exhaustifs désignés par Pj. Si Pα j est la mesure de la pauvreté calculée pour le groupe j et kj la proportion de la population nationale appartenant au groupe j (k1+k2+...+km=1), alors la mesure de la pauvreté Pα au niveau national peut être exprimée comme une somme de la combinaison des mesures de pauvreté régionales pondérées par la part de la population de chaque région et donnée par l'expression suivante :

Equation 3
35

On en déduit la contribution de chaque région ou sous-groupe (cj) à la pauvreté nationale :

Equation 4
36

Ces contributions permettent de localiser les poches de pauvreté dans le pays (zones, régions, groupes professionnels, etc.). À ce titre, elles peuvent servir de base de dialogue sur les décisions à prendre pour réduire la pauvreté.

37

En général, les mesures de pauvreté ne constituent pas le terme de l'analyse de la pauvreté. Le plus souvent, on cherche à comprendre les changements dans la pauvreté au cours du temps, à travers les régions, les États ou les groupes socioéconomiques. Une telle compréhension nécessite une référence explicite aux facteurs fondamentaux sous-jacents au processus entier du changement. Il semble donc raisonnable d'interpréter les modifications dans la pauvreté au cours du temps en termes des changements dans ces facteurs que sont, en l'occurrence, la croissance et l'inégalité.

Effets de croissance et d'inégalité sur le changement dans la pauvreté

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Bien qu'il existe plusieurs techniques permettant aux changements de la pauvreté agrégée d'être décomposés en effet de croissance pure et en effet d'inégalité [9]  Il convient de noter que le problème de décomposition... [9] , nous retenons dans notre exercice empirique, la méthode de décomposition statique de Kakwani (1993) et deux méthodes de décomposition dynamique à savoir, celle de Datt et Ravallion (1992) et celle de Kakwani (1997). En fait, ces trois approches de décomposition sont les plus utilisées dans la littérature.

Méthode de décomposition statique de Kakwani (1993)

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L'approche de Kakwani (1993) consiste à dériver des élasticités de la pauvreté par rapport au revenu moyen ou dépense moyenne et à l'inégalité, mesurée par la courbe de Lorenz, afin d'évaluer les changements dans la pauvreté dus aux variations du revenu moyen ou dépense moyenne et de l'indice de Gini. Dans le cadre de cette méthodologie, l'analyse de la relation entre la croissance économique, la pauvreté et l'inégalité nécessite uniquement les données d'une seule enquête. Avant d'en faire une application aux données de l'enquête camerounaise auprès des ménages de 1996, il convient d'exposer rapidement les éléments de cette méthodologie.

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En effet, Kakwani (1993) suppose qu'un indice de pauvreté noté θ, est une fonction des trois éléments à savoir : le seuil de pauvreté(Z) ; le revenu (ou la dépense) moyen par tête d'habitant (μ) et l'inégalité de revenu captée par la courbe de Lorenz L(p). Donc,

Equation 5
41

L(p) est la proportion du revenu total détenue par les plus pauvres ptimes 100 % de la population. Si l'inégalité est mesurée par la courbe de Lorenz, toute modification de cette courbe induira une variation de l'inégalité. Considérons une courbe de Lorenz caractérisée par les k paramètres m1,m2,...mk. Alors, les modifications de cette courbe seront attribuées aux variations des paramètres et l'on aura :

Equation 6
42

Ainsi, à partir de l'équation (5), si le seuil de pauvreté (z) reste constant, alors une modification de la pauvreté pourrait être représentée par :

Equation 7
43

Cette relation décompose la variation de la pauvreté en deux éléments : l'effet de croissance, obtenu en maintenant la distribution du revenu constante, et l'effet de distribution de revenu, obtenu en gardant inchangé le revenu total. Le premier terme du second membre de l'équation (7) est appelé « effet de croissance pure » alors que le second terme représente « l'effet d'inégalité ». Si la croissance économique est positive, alors l'élément de croissance pure sera négatif, et vice versa. Cette approche permet à l'auteur de calculer ces deux effets en utilisant une seule base des données.

44

Afin de spécifier les deux effets précédents en prenant en considération un indice de pauvreté, Kakwani suppose par la suite que le revenu X d'un individu est une variable aléatoire de fonction de densité f(X) et de fonction de répartition F(X). À partir de la classe des mesures de la pauvreté (possédant des propriétés d'additivité et de séparabilité), dénotée par θ et donnée par :

Equation 8
45

Dans cette expression, partial P over partial x<0, partial2P over partial x2>0, P(z,z)=0 et P(z,x) est une fonction homogène de degré zéro par rapport à z et x.

46

Kakwani développe une expression de l'élasticité de θ par rapport au revenu moyen par tête donnée par :

Equation 9
47

qui est toujours négative, car partial P over partial X<0.

48

En considérant maintenant la classe des mesures de pauvreté suggérées par Foster, Greer et Thorbecke (1984), donnée par l'expression :

Equation 10

l'élasticité de Pα par rapport au revenu moyen par tête μ, est donnée par :

Equation 11
49

Pour α>0, cette expression sera toujours négative, car Pα est une fonction monotone décroissante de α. Lorsque α=0, cas du ratio de pauvreté (H), l'élasticité de (H) par rapport au revenu moyen devient :

Equation 12

qui représente le pourcentage des pauvres qui franchiront la ligne de pauvreté suite à un accroissement de 1 % du revenu moyen de la société.

50

Cette élasticité pour le « gap » de pauvreté est obtenue en faisant

Equation 13
51

La magnitude de ηP_1 dépend du rapport μ* over z, qui mesure la profondeur de la pauvreté. Plus le rapport μ*over z est petit, plus élevée sera la profondeur de la pauvreté. On peut noter que la valeur absolue de l'élasticité dans l'équation (13) est une fonction croissante de μ * over z, à partir de laquelle on peut conclure que l'impact de la croissance économique sur la réduction de la pauvreté (lorsque l'inégalité reste constante est faible (élevé) lorsque la profondeur de la pauvreté est grande (petite)).

52

L'élasticité de la classe Pα des mesures de la pauvreté (ηP_α) donne la grandeur du premier élément du second membre de l'équation (7) et représente l'élasticité pure de la croissance, mesurant l'impact de la croissance économique sur la réduction de la pauvreté lorsque l'inégalité de revenu (mesurée par la courbe de Lorenz) ne change pas avec la croissance. Cependant, la croissance économique pourrait accroître ou diminuer l'inégalité. Une croissance sera qualifiée de pro-pauvre si elle améliore l'inégalité de sorte que les pauvres bénéficient proportionnellement plus que les riches.

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La deuxième composante de l'équation (7) relative à l'effet d'inégalité est plus complexe à examiner car cette dernière peut varier de différentes manières. Dans ces conditions, et en supposant que la croissance économique augmente le revenu moyen d'une population et peut à la fois aggraver son inégalité de revenu, Kakwani considère que toute la courbe de Lorenz se modifie selon le schéma suivant :

Equation 14
54

ce qui signifie que lorsque λ>0, la courbe de Lorenz se déplace vers l'extérieur, produisant ainsi une plus grande inégalité et vice versa si λ<0. On peut démontrer que λ est égal à la variation proportionnelle de l'indice de Gini. Ainsi, Kakwani établit l'élasticité de la classe θ des mesures de la pauvreté pour l'indice de Gini de la forme suivante :

Equation 15
55

Le premier terme du membre de droite de l'équation (15) est négatif et le second est positif. Pour satisfaire l'exigence selon laquelle une plus grande inégalité conduirait à une plus grande pauvreté, le second terme doit être plus grand que le premier ; et ce sera toujours le cas lorsque z<μ.

56

Quant aux mesures de pauvreté de la classe Pα , l'élasticité de la pauvreté par rapport à l'indice de Gini prend la forme :

Equation 16
57

Puisque le revenu moyen et l'inégalité du revenu affectent la pauvreté, il pourrait être instructif d'évaluer la relation inverse entre le revenu moyen et l'inégalité du revenu. En d'autres termes, si l'indice de Gini de la distribution des revenus s'accroît de 1 %, quel sera le pourcentage du revenu moyen pour maintenir constante la pauvreté ? Kakwani (1993) répond à cette question en décomposant la variation proportionnelle de la pauvreté de la manière suivante :

Equation 17
58

Le premier terme du second membre de l'équation (17) traduit l'effet du revenu moyen sur la pauvreté et le second mesure l'effet de la variation de l'indice de Gini. En annulant la modification proportionnelle de la pauvreté, on obtient le taux marginal proportionnel de substitution entre le revenu moyen et l'inégalité du revenu (MPRS)

Equation 18

qui peut être calculé pour toute mesure de la pauvreté.

59

Ali (1992, 1997) s'oppose à l'hypothèse de la constance de ligne de pauvreté qui est généralement préconisée dans la littérature. Il postule qu'il serait plus adéquat de supposer que le seuil de pauvreté varie avec le revenu moyen ; ce qui paraît justifiable, surtout dans le contexte d'ajustement des économies en croissance. En tenant compte des variations dans le seuil de pauvreté, une décomposition de la variation proportionnelle de la pauvreté de l'équation (17) devient :

Equation 19

varpi z=partial zoverpartialμμoverz, est l'élasticité du seuil de pauvreté par rapport au revenu moyen. La composante croissance de la variation du revenu est maintenant conditionnée par la grandeur de cette élasticité. Si le seuil de pauvreté est inélastique par rapport au revenu moyen (c'est -à- dire si varpi z<1), la croissance conduirait certainement à une réduction de la pauvreté, pour un degré constant d'inégalité.

60

Dans cet article, nous adopterons l'approche directe développée par Kakwani. La mise en œuvre de cette méthodologie requiert l'estimation de la classe des indices FGT décomposables en groupes en utilisant l'équation (10), ensuite, ces indices seront utilisés dans l'équation (17) pour décomposer la variation totale de la pauvreté où le premier terme du membre de droite de l'équation représente l'effet pur de la croissance sur la pauvreté (voir Kakwani, 1990 ; Ali, 1995 ; Ravallion et Datt, 1995, 1996), et le second terme la composante de redistribution des changements dans la pauvreté.

Méthode de décomposition dynamique de Kakwani (1997)

61

La technique suggérée par Kakwani (1997) est intéressante car elle satisfait à certains axiomes désirables. En effet, cet auteur suppose que le changement dans la pauvreté entre deux périodes t (période initiale) et t+1 (période terminale) est défini comme suit [10]  Ce changement dans la pauvreté entre les deux périodes... [10]  :

Equation 20

où, P est le niveau de pauvreté, P(t,t+1) est le changement dans la pauvreté entre t et t+1, z le seuil de pauvreté, μ t+1, est la moyenne de la distribution du revenu/consommation à la période t+1 et μ t, celle de la période t, Lt+1(p) est le niveau d'inégalité à la période t+1.

62

L'effet de croissance pure et l'effet d'inégalité sont respectivement donnés par les expressions suivantes :

Equation 21
Equation 22
63

Par conséquent, la décomposition du changement de la pauvreté s'écrit comme suit :

Equation 23
64

Cette relation montre que le changement total dans la pauvreté entre deux périodes t et t+1 est égal à la somme de l'effet croissance pure et de l'effet d'inégalité.

65

Cette décomposition satisfait aux trois axiomes suivants :

Equation 24
66

Cet axiome énonce simplement que l'effet total de la pauvreté est égal à l'effet de croissance (d'inégalité) si l'effet d'inégalité (de croissance) est nul.

Equation 25
67

hat I(t,t+1)ge 0, alors P(t,t+1)ge 0

68

Cet axiome montre qu'il n'y a aucune ambiguïté dans le signe de l'effet total de la pauvreté si les effets de croissance et d'inégalité sont de même signe.

Equation 26
69

L'effet croissance (d'inégalité) entre deux périodes t et t+1 devrait être égal en magnitude mais de signe opposé à l'effet croissance (d'inégalité) entre les deux période t et t+1.

70

Cette méthode constitue une décomposition exacte. De plus, il s'agit d'une décomposition bilatérale car elle permet de faire la comparaison de la pauvreté entre deux périodes t et t+1. Toutefois, cette méthode peut être généralisée en vue de faire des comparaisons multilatérales, c'est-à-dire sur plus de deux périodes de temps [11]  Notons que Son (2003) propose aussi une nouvelle décomposition... [11] .

71

En dépit de l'exactitude de cette décomposition de Kakwani, Datt et Ravallion (1992) soutiennent qu'il devrait y avoir un terme résiduel dans la décomposition en raison de l'interaction possible entre les effets de croissance et d'inégalité.

Méthode de décomposition dynamique de Datt et Ravallion (1992)

72

Datt et Ravallion (1992) proposent une décomposition pour toute variation de la pauvreté entre deux périodes (t) et (t+n), qui quantifie rigoureusement l'importance relative de la croissance et de la redistribution du revenu. Cette méthodologie revient à établir une composante de croissance notée (G(t,t+n,r)) et une composante de distribution représentée par (D(t,t+n ;r)). Un résidu de décomposition s'y ajoute : R (t, t+n ; r), où (r) représente une période de référence.

73

Supposons qu'un indice de pauvreté, mesuré à une période t, se définit comme suit :

Equation 27
74

z est le seuil de pauvreté, μ t le revenu moyen (dépense moyenne) à la période t, et Lt est un vecteur de paramètres qui définit la courbe de Lorenz.

75

La composante croissance d'un changement dans l'indice de pauvreté entre deux dates t et t+n est calculée comme le changement dans la pauvreté dû à la variation du revenu moyen, la courbe de Lorenz étant maintenue constante à une période référence, Lr. On a :

Equation 28
76

Le plus souvent, la période de référence r sera la date initiale de décomposition de telle sorte que, r=t.

77

La composante de distribution se calcule comme le changement dans la pauvreté entre deux dates t et t+n dû à une modification de la courbe de Lorenz, le revenu moyen étant gardé constant à la période de référence μr. On a donc :

Equation 29
78

Par conséquent, un changement dans la pauvreté entre deux dates t et t+n peut être décomposé comme suit :

Equation 30
79

R(t,t+n ;r) est le résidu.

80

Le résidu peut s'interpréter comme la différence entre la composante croissance, évaluée au niveau terminal et initial de la courbe de Lorenz, mais également comme la différence entre la composante redistribution, évaluée au niveau terminal et initial du revenu moyen. Datt et Ravallion ont noté que le résidu existe lorsque la mesure de la pauvreté n'est pas additivement séparable entre μ et L, autrement dit, si l'effet marginal sur la mesure de la pauvreté imputable aux variations du revenu moyen dépend de la courbe de Lorenz. De même, si l'effet marginal sur la mesure de la pauvreté, dû aux changements de la courbe de Lorenz, dépend du revenu moyen, alors le résidu demeure présent. Le résidu disparaît seulement si le revenu moyen ou la courbe de Lorenz sont inchangés dans la période de la décomposition.

81

Contrairement à la méthode de Kakwani (1997), la décomposition de Datt et Ravallion n'est pas symétrique car elle est sensible à la période de référence.

Bases des données

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Les données socioéconomiques sont nécessaires pour l'estimation de la pauvreté. L'Enquête Budget Consommation (EBC) et l'Enquête Camerounaise auprès des Ménages (ECAM) réalisées respectivement en 1983/84 et 1996 par la Direction de la Statistique et de la Comptabilité Nationale du Cameroun (DSCN), constituent des bases des données importantes permettant d'estimer l'évolution de la pauvreté au Cameroun sur la période 1983/84-1996. Ces enquêtes ont concerné 5259 ménages en 1983/84 et environ 1700 ménages en 1996. Pour pouvoir comparer les résultats, des ajustements ont été faits sur les éléments de collecte et les méthodes de calcul des indicateurs. Les éléments communs aux enquêtes permettent ainsi d'apprécier cette évolution.

La pauvreté régionale au Cameroun

Évolution de la dépense moyenne et de l'inégalité

83

La dépense moyenne de consommation par équivalent adulte a été calculée pour le Cameroun et chacune des zones urbaine, semi-urbaine et rurale en vue de mesurer le niveau de vie moyen des camerounais. La dépense moyenne de consommation par équivalent adulte par jour pour l'ensemble du pays est de 903, 71 FCFA en 1983/84. Ce chiffre masque cependant des variations importantes à travers les différentes zones (voir tableau 1). La valeur de la dépense la plus élevée est enregistrée par la zone urbaine, suivie respectivement des zones semi-urbaine et rurale. Entre 1983/84 et 1996, on observe un déclin de 21 % dans la dépense moyenne de consommation réelle par équivalent adulte au niveau du Cameroun. De manière similaire, une réduction des dépenses est observée dans toutes les zones sur la période de l'étude. Plus spécifiquement, les baisses les plus importantes sont enregistrées dans les zones urbaine et rurale où les dépenses de consommation par équivalent adulte ont chuté respectivement de 53,9 % et 41,5 % entre 1983/84 et 1996.

84

L'indice de Gini a été aussi calculé pour mettre en exergue les niveaux d'inégalité dans le pays. On peut observer à partir des chiffres du tableau 1 que le niveau d'inégalité le plus élevé mesuré par l'indice de Gini en 1984 était dans la zone urbaine, suivie respectivement des zones semi-urbaine et rurale. En 1996, on observe pour les trois zones, des niveaux d'inégalité inférieurs à ceux de 1983/84, avec le même classement d'inégalité entre ces zones qu'en 1996. La réduction d'inégalité entre 1983/84 et 1996 n'est pas contraire au déclin des dépenses de consommation par équivalent adulte observé précédemment dans les différentes zones.

Equation 31

Profil régional de pauvreté

85

Les tableaux 2 et 3 affichent les valeurs des indices Pα associés aux lignes de pauvreté inférieure (ZL) et supérieure (ZU). Les valeurs de ces indices sont données pour l'ensemble du Cameroun et les zones de résidence du chef de ménage.

86

La répartition de la pauvreté entre les trois zones : urbaine, semi-urbaine et rurale, calculée avec la ligne de pauvreté inférieure, montre, quel que soit l'indice considéré, une prédominance de la pauvreté rurale en 1984 et 1996. La pauvreté est donc un phénomène rural. Non seulement son incidence est ici plus élevée, surtout en 1996, mais c'est dans cette zone qu'elle est aussi la plus profonde et la plus intense.

87

En 1983/84, environ 26 % des habitants ruraux se situaient en dessous de la ligne de pauvreté inférieure, contre environ 21 % pour l'ensemble des camerounais, 14 % pour les résidents semi-urbains, et moins de 1 % pour les résidents urbains. En 1996, 57 % des habitants de la zone rurale étaient en dessous du seuil de pauvreté inférieure, contre 43.9 % pour l'ensemble des camerounais, 37 % pour les résidents semi-urbains, et 17 % pour les résidents urbains. Les indices pour les différentes zones obtenus avec la ligne de pauvreté supérieure permettent de faire des commentaires semblables.

88

Les tableaux 2 et 3 présentent également la contribution de chaque zone de résidence du chef de ménage à la pauvreté nationale pour chacun des indices Pα. En 1983/84, 81 % de l'incidence nationale de la pauvreté (selon la ligne de pauvreté inférieure) était due à son incidence rurale. La contribution de celle-ci à la pauvreté nationale augmente au fur et à mesure que α passe de 0 à 1, puis à 2. De manière similaire, en 1996, environ 84 % de l'incidence nationale de la pauvreté concernait le monde rural. La contribution de cette dernière à la pauvreté nationale croît également avec les valeurs de α. Autrement dit, non seulement l'incidence de la pauvreté est plus élevée en zone rurale, mais sa gravité y est aussi plus marquée. Dans ces conditions, toute politique visant à réduire ce fléau devrait prioritairement être orientée vers les populations rurales.

Equation 32
89

Les tendances observées plus haut prévalent lorsque l'on considère la pauvreté calculée avec la ligne de pauvreté supérieure. En effet, les chiffres du tableau 3 indiquent qu'environ 39 % des camerounais étaient affectés par la pauvreté en 1983/84 contre 68 % en 1996. La zone rurale a une incidence de la pauvreté de 48 %, tandis que dans les zones semi-urbaine et urbaine, cette incidence est respectivement de 30 % et de 2 % en 1983/84. En 1996, l'incidence de la pauvreté est d'environ 83 % en zone rurale contre respectivement 60 % et 37 % pour les zones semi-urbaine et urbaine. La contribution de la zone rurale à la pauvreté nationale en 1983/84 est de 86 % pour P0, 86 % pour P1 et 85 % pour P2. En 1996, la zone rurale contribue pour environ 80 % à la pauvreté nationale contre respectivement 56 % et 16 % pour les zones semi-urbaine et urbaine. Ainsi, même pour la pauvreté calculée selon la ligne de pauvreté supérieure, dans l'élaboration des politiques de réduction de la pauvreté, il importe de prendre en compte à la fois la gravité et l'incidence du phénomène en zone rurale.

Equation 33

Croissance économique, pauvreté et inégalité

Résultats du modèle statique de Kakwani (1993)

90

Le tableau 4 présente les élasticités des indices Pα de Foster, Greer et Thorbecke par rapport aux dépenses et à l'indice de Gini, ainsi que les taux marginaux proportionnels de substitution, suivant les lignes de pauvreté et les zones de résidence du chef de ménage.

91

On observe d'abord, qu'au niveau de l'ensemble du pays, la valeur absolue des élasticités par rapport à la dépense est sensiblement supérieure à l'unité pour toutes les mesures de la pauvreté. Ainsi, une élévation de 1 pour cent de la dépense induit une réduction de la profondeur de la pauvreté (P1) de 1.53 pour cent, toutes choses égales par ailleurs. Par conséquent, au Cameroun, la pauvreté est susceptible de décroître plus rapidement que le taux de croissance du niveau de vie, pourvu que ce dernier ne génère pas une élévation de l'inégalité. Cependant, un pareil résultat indique également que si la croissance économique est négative, la pauvreté a une forte probabilité d'augmenter.

92

On observe par ailleurs que la valeur absolue des élasticités est sensible aux transferts de revenu parmi les plus pauvres et augmente avec le coefficient α de pondération de la pauvreté. Dans ces conditions, une croissance économique qui n'engendre pas une augmentation de l'inégalité des revenus pourrait profiter plus aux très pauvres qu'aux autres classes sociales. Cette hypothèse est corroborée par la comparaison des élasticités de la dépense selon les lignes de pauvreté. Ainsi, l'élasticité de la dépense pour la profondeur de la pauvreté (P1) est de -1.52 lorsqu'on considère la ligne de pauvreté, mais s'élève à -2.219 lorsque le seuil d'ultra pauvreté est pris en compte. Dans cette perspective, il est recommandé de stimuler des politiques économiques qui soient de nature à favoriser une croissance économique qui maintienne au moins la part des revenus des plus pauvres. Toutefois, si au cours du temps, il y a une aggravation de l'inégalité, la pauvreté peut s'accroître. Cet état de chose est dû au fait que les indices de pauvreté sont plus sensibles à la variation de l'inégalité qu'à la variation des dépenses, notamment pour les plus pauvres. Dans ce contexte, et pour l'ensemble du Cameroun, les élasticités de la pauvreté par rapport à l'inégalité représentent plus du double des élasticités relatives aux dépenses, notamment pour les indices de pauvreté P1 et P2. Ainsi, pour l'ensemble du pays, une augmentation de 1 pour cent de l'indice de Gini de la distribution du revenu entraîne, toutes choses étant égales par ailleurs, une augmentation de la profondeur de la pauvreté (P1) de 2 pour cent environ, alors que l'impact de la variation des dépenses est de 1.5 pour cent. Si l'on prend en considération la ligne d'ultra pauvreté, on peut noter également qu'une élévation de 1 pour cent de l'indice de Gini de la distribution du revenu entraîne, toutes choses étant égales par ailleurs, une augmentation de la profondeur de la pauvreté (P1) de 5 pour cent environ, alors que l'effet de la variation des dépenses est de 2 pour cent.

93

Si nous considérons maintenant le taux marginal de substitution entre la croissance et l'inégalité (MPRS) qui capte le pourcentage d'augmentation de la dépense nécessaire pour que la pauvreté n'augmente pas suite à un accroissement de 1 pour cent de l'indice de Gini, on note que pour le Cameroun tout entier, et en ce qui concerne les pauvres, le MPRS pour P1 vaut 1.35. Ce résultat signifie que la dépense devrait s'élever de 1.35 pour cent pour compenser une élévation de l'indice de Gini de 1 pour cent. On note enfin une élévation du MPRS pour les pauvres obtenus avec la ligne d'ultra pauvreté que pour ceux obtenus avec la ligne de pauvreté ; cela montre que plus la ligne de pauvreté est petite en valeur, plus élevé sera le MPRS. Le fait que cette sensibilité augmente avec le coefficient de pondération ; de la pauvreté implique que le choix d'un indice de pauvreté est d'une importance capitale en ce qui concerne les discussions relatives aux relations entre la croissance, la pauvreté et l'inégalité.

94

Lorsqu'on considère la décomposition de la pauvreté selon les zones rurale, semi-urbaine et urbaine, l'on constate que les élasticités de la pauvreté par rapport à la dépense ont tendance à être plus élevées en zones urbaine et semi-urbaine qu'en zone rurale. Pour la profondeur de la pauvreté P1 par exemple, ce résultat signifie ceteris paribus que pour réduire la pauvreté rurale, il faut davantage de croissance économique que la réduction de la pauvreté urbaine. Par contre, la réduction de la croissance économique est de nature à affecter plus la pauvreté urbaine que la pauvreté rurale. Ainsi, les politiques économiques ayant pour objectif la réduction des déficits publics par la baisse considérable des salaires nominaux des fonctionnaires auraient contribué à accentuer la pauvreté [12]  La crise économique sévère que le Cameroun a connue... [12] .

95

On observe par ailleurs des résultats semblables pour ce qui est de l'élasticité de la pauvreté par rapport à l'inégalité de la dépense. Ainsi, la sensibilité de la pauvreté par rapport à la distribution de la dépense est plus élevée en zone urbaine.

96

L'on peut noter enfin que les résultats précédents suggèrent l'extrême fragilité sociale des populations urbaines à la croissance économique et à la variation du revenu. En outre, les taux marginaux de substitution présentent des valeurs plus faibles en zone rurale qu'en zone urbaine et ceci, quelles que soient les lignes de pauvreté. Si l'on se focalise sur la ligne de pauvreté et si l'on considère la profondeur de la pauvreté P1, on peut noter que le pourcentage d'augmentation de la dépense nécessaire pour empêcher l'élévation de la pauvreté, suite à un accroissement de 1 pour cent de l'indice de Gini, se chiffre à 2.62 pour cent pour les zones urbaines contre 1.39 pour cent seulement pour les zones rurales. On obtient un résultat similaire en considérant la ligne d'ultra pauvreté. La divergence de ces résultats pourrait s'expliquer par la plus grande différence des revenus urbains.

Equation 34

Résultats de la décomposition de la pauvreté selon la méthode de Datt et Ravallion et la méthode de Kakwani

97

Avant d'entrer dans le vif des commentaires, il convient de rappeler que ces deux méthodes de décomposition visent globalement à montrer : 1) l'impact de la croissance économique sur la pauvreté lorsque la distribution des revenus reste inchangée et, 2) l'effet de la distribution des revenus sur le changement de la pauvreté, lorsque le revenu total de la société reste constant. De plus, ces deux approches supposent habituellement l'utilisation d'un seuil de pauvreté constant entre les deux périodes de décomposition. À cet égard, la ligne de pauvreté calculée avec les données de ECAM 1996 a été utilisée pour les deux années 1983/84 et 1996, les dépenses totales par équivalent adulte de 1983/84 ayant été déflatées par l'indice des prix à la consommation de 1996. Nous présentons d'abord séparément les résultats de la décomposition de Datt et Ravallion et de Kakwani, ensuite nous procédons à une comparaison des résultats fournis par les deux méthodes.

Résultats de la décomposition de Datt et Ravallion (1992)

98

Le tableau 5 fournit les résultats de la décomposition de la variation de la pauvreté selon la méthode de Datt et Ravallion (1992). Le changement dans la pauvreté est décomposé en effet de croissance pure et en effet d'inégalité au niveau national, urbain, semi-urbain et rural, la période de référence étant 1983/84. On constate que l'incidence de la pauvreté se situait à 20.9 % en 1983/84 et a augmenté de 24.6 points de pourcentage pour se situer à 43.9 % en 1996. La composante relative à l'activité économique a contribué à l'augmentation de la pauvreté pour 24.6 points de pourcentage, tandis que la composante de redistribution a concouru pour – 4.6 % à son évolution et le résidu pour près de 3 %. Pour toutes les mesures proposées, la composante « activité » domine et augmente la pauvreté, ce qui s'explique par la contraction du Produit intérieur, tandis que la composante de redistribution atténue l'impact précédent. Cette tendance reste vérifiée pour toutes les zones, à l'exception de la zone urbaine où les trois effets : activité, redistribution, résidu, contribuent simultanément à l'augmentation de la pauvreté.

Equation 35

Résultats de la décomposition de Kakwani (1997)

99

En suivant la nouvelle procédure de décomposition utilisant une approche axiomatique de Kakwani (1997), nous avons été aussi capables de calculer les effets de croissance et de redistribution de la variation de la pauvreté au Cameroun entre 1983/84 et 1996. Il s'agit d'une décomposition exacte. Les résultats de cette approche, présentés dans le tableau 6, montrent qu'au niveau national, le ratio de pauvreté a augmenté de 23.03 points de pourcentage entre 1983/84 et 1996. Cet accroissement de l'incidence de la pauvreté sur la période de l'étude est dû à la composante de croissance qui contribue pour 26.12 points de pourcentage à cette augmentation, alors que la composante de redistribution est plutôt favorable aux pauvres, car elle réduit la pauvreté de 3.09 points de pourcentage.

100

La variation des autres mesures de pauvreté à savoir, l'indice de « gap » de pauvreté P1 et l'indice de sévérité de pauvreté P2 montrent aussi des tendances similaires à celle de l'effet croissance versus l'effet de redistribution durant la période, c'est-à-dire que l'effet de croissance a participé à l'augmentation de la pauvreté alors que l'effet de redistribution a plutôt contribué à sa réduction.

101

Dans l'ensemble, on peut dire que les variations de la redistribution qui se sont produites au Cameroun durant la période 1984-1996 ont globalement favorisé la réduction de la pauvreté.

102

La décomposition par zone de résidence du chef de ménage montre que la composante de redistribution est négative pour toutes les zones, à l'exception de la zone urbaine. En valeur absolue, les valeurs de la composante redistribution sont largement inférieures à celles de la croissance dans ces zones. En conséquence, l'augmentation de la pauvreté dans les zones rurale et semi-urbaine a été due en grande partie à l'effet croissance.

103

Dans la zone urbaine, par contre, les composantes de croissance et de redistribution ont toutes les deux contribué à l'augmentation de la pauvreté urbaine quelle que soit la mesure de Pα considérée.

Equation 36

Comparaison des résultats

104

Les résultats fournis par les deux approches de décomposition dynamique de la pauvreté montrent une préservation des signes des effets croissance et redistribution. Alors que l'effet croissance a contribué à aggraver l'incidence, la profondeur et la sévérité de la pauvreté au Cameroun sur la période de l'étude, l'effet de redistribution a plutôt participé non seulement à réduire l'incidence de la pauvreté, mais également sa profondeur et sa sévérité. Ce résultat montre qu'entre 1983/84 et 1996, la dynamique de la redistribution au Cameroun a consisté en un transfert des revenus des moins pauvres aux plus pauvres. En conséquence, le gouvernement devrait maintenir les politiques macroéconomiques et microéconomiques qui sont de nature à transférer les revenus vers les plus pauvres.

Conclusion

105

Cet article visait à établir un profil global de pauvreté pour le Cameroun et à analyser l'impact de la croissance et la redistribution des revenus sur les pauvres en utilisant les données des enquêtes ménages EBC 1984 et ECAM 1996 et trois méthodes de décomposition de la variation de la pauvreté. Trois principaux résultats se dégagent de l'étude. 1- La pauvreté au Cameroun en 1983/84 et 1996 apparaît comme un phénomène important qui touche plus sévèrement le milieu rural que l'urbain. En effet, quels que soient le seuil et la mesure de pauvreté adoptés, la prévalence de la pauvreté rurale dépasse de loin celle de la zone urbaine. Ce résultat suggère que les zones rurales, qui rassemblent la majorité des pauvres, devraient être les premières bénéficiaires des efforts de lutte contre la pauvreté. Les ressources à allouer à la réduction de la pauvreté doivent être ciblées vers ces zones, que ce soit sous la forme de transferts, d'augmentation de revenu ou de prestation de services de base aux populations rurales. Des actions concrètes consisteront, par exemple, à créer des infrastructures pour désenclaver les zones rurales, et des infrastructures sociales en termes d'écoles, de centres de santé et d'adduction en eau potable.

2- L'analyse du lien entre la croissance économique, la pauvreté et l'inégalité des revenus en suivant la décomposition statique de Kakwani (1993) permet de constater d'abord que la valeur absolue des élasticités par rapport à la dépense est largement supérieure à l'unité dans la zone urbaine, quel que soit l'indice de pauvreté considéré. Dans ces conditions, si la pauvreté peut baisser plus vite que le taux de croissance du bien-être (à condition que ce dernier n'entraîne pas un accroissement de l'inégalité), elle peut aussi s'élever si la croissance économique devient négative. Le fait que la valeur absolue des élasticités soit sensible aux transferts de revenu parmi les plus pauvres montre qu'une croissance économique qui ne renforce pas l'inégalité des revenus pourrait avoir un effet plus favorable sur les très pauvres que sur les non pauvres

106

Au niveau de l'ensemble du Cameroun, les indices de pauvreté sont plus sensibles à la variation de l'inégalité des revenus qu'à la variation des dépenses. Ce résultat suggère que, au cours du temps, la pauvreté peut augmenter s'il y a une aggravation de l'inégalité. Autrement dit, le taux marginal de substitution étant supérieur à l'unité, la compensation en termes de croissance du revenu en vue de stabiliser la pauvreté due à une accentuation de l'inégalité doit être plus que proportionnelle.

107

Enfin, le fait que les élasticités de la pauvreté par rapport à la dépense et à l'indice de Gini soient plus élevées en zone urbaine qu'en zone rurale traduit la plus grande fragilité sociale des zones urbaines à l'égard de la croissance économique et de la variation de l'inégalité des revenus. Dans ces conditions, la réduction de la pauvreté rurale exige plus de croissance économique que la réduction de la pauvreté urbaine, ceteris paribus. Réciproquement, la diminution de la croissance économique est de nature à affecter plus la pauvreté urbaine que la pauvreté rurale.

3- La décomposition dynamique de la variation de la pauvreté par les méthodes de Datt et Ravallion (1992), et de Kakwani (1997) montre que l'accroissement de la pauvreté sur la période 1983/84 – 1996 résulte de l'effet adverse de la croissance dû à la contraction de l'activité économique, qui a surpassé l'effet de redistribution, qui était plutôt favorable aux pauvres. En conséquence, le gouvernement devrait maintenir les politiques macroéconomiques et microéconomiques qui sont de nature à transférer les revenus vers les plus pauvres.


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Notes

[1]

sfambon@yahoo.fr

[2]

La courbe de Kuznets (1955) établissait un lien entre croissance et inégalités. Cette courbe a été remise en question par des travaux récents, notamment ceux de Cogneau et Guénard (2002).

[3]

Il existe aujourd'hui deux groupes d'approche de la relation entre croissance, pauvreté (en termes monétaires) et inégalités :

[4]

Pour une description de cette méthode, voir Greer et Thorbecke (1996a, b).

[5]

Cf. Atkinson (1987) pour plus de commentaires.

[6]

Voir notamment, Anthony Atkinson, On the Measurement of Poverty. Econometrica. 55 (1987) : 749-764 ; James Foster, On Economic Poverty : A survey of Aggregate Measures. Advances in Econometrics. 3 (1984) : 215-251 ; James Foster, J. Greer, et E. Thorbecke, A Class of Decomposable Poverty Measures. Econometrica. 52 (1984) : 761-765 ; Ravi Kanbur, Measurement and Alleviation of Poverty, IMF Staff Papers. 36 (1987) : 60-85 ; Martin Ravallion, Comparaison de la pauvreté : Concepts et méthodes. LSMS Working Paper No 122. World Bank, Washington, D.C.1996 ; et Amartya Sen, Poverty : Ordinal Approch to Measurement. Econometrica. 46 (1976) : 437-436.

[7]

Pour une discussion détaillée des propriétés et de l'utilité de la classe des mesures Pα, Voir Martin Ravallion, Comparaison de la pauvreté : Concepts et méthodes. LMS Working Paper No 122. World Bank, Washington, D.C.1996, op. cit.

[8]

Il faut noter que dans le cas où l'unité d'analyse est le ménage, chaque observation doit être pondérée par la taille du ménage. Ainsi, l'indice devient : Equation 1 n = nombre de personnes ou d'individus dans la population (les individus sont classés par ordre croissant de revenu, c'est-à-dire : y1le y2le ...le yqle zle yq+1le ...le yn) ;

[9]

Il convient de noter que le problème de décomposition du changement dans la pauvreté en effets de croissance et de redistribution a été initié par Kakwani et Subbarao (1990), et Jain et Tendulkar (1990). Après ces deux travaux, un nombre réduit d'alternatives de décomposition a été développé, en l'occurrence celles de Datt et Ravallion (1992) ; Kakwani (1997), et Mazumdar et Son (2002)).

[10]

Ce changement dans la pauvreté entre les deux périodes est appelé par l'auteur « effet de pauvreté total ».

[11]

Notons que Son (2003) propose aussi une nouvelle décomposition de la pauvreté qui peut être utilisée pour expliquer les changements dans la pauvreté au cours du temps. Selon cet auteur, le changement dans la pauvreté au cours du temps est égal à une somme exacte de trois éléments : i) l'effet global de croissance, ii) l'effet d'inégalité et, iii) l'effet de migration.

[12]

La crise économique sévère que le Cameroun a connue de 1986 à 1994 a entraîné une réduction des avantages des agents de l'État en 1992 et une double baisse de leurs salaires en 1993, ainsi que de nombreuses pertes d'emplois dans divers secteurs de l'économie. Cette crise et la dévaluation du franc CFA intervenue en janvier 1994 ont considérablement détérioré le pouvoir d'achat des ménages.

Résumé

Français

Cette étude vise à établir un profil dynamique de pauvreté pour le Cameroun et à appréhender le lien entre croissance économique, pauvreté et inégalité dans ce pays sous ajustement depuis plus d'une dizaine d'années. Pour l'analyse de la pauvreté, la méthode des coûts des besoins essentiels (CBN) est utilisée pour estimer les lignes de pauvreté et la classe des indices FGT développés par Foster, Greer et Thorbecke (1984) est calculée pour étudier l'incidence, l'intensité et la sévérité de la pauvreté. L'analyse de la relation entre croissance économique, pauvreté et inégalité est fondée simultanément sur l'approche de décomposition statique de Kakwani (1993) qui mesure séparément l'impact de la variation du revenu moyen et de l'inégalité de revenu sur la pauvreté, et les méthodes de décomposition dynamique de Datt et Ravallion (1992) et de Kakwani (1997) qui décomposent la variation de la pauvreté en composantes de croissance et de redistribution. L'analyse montre que la pauvreté au Cameroun entre 1983/84 et 1996 apparaît comme un phénomène important qui touche plus sévèrement le milieu rural que l'urbain. Ce résultat suggère que les zones rurales, qui rassemblent la majorité des pauvres, devraient être les premières bénéficiaires des efforts de lutte contre la pauvreté. Par ailleurs, l'analyse de la relation entre la croissance économique, la pauvreté et l'inégalité des revenus suivant la méthode de Kakwani (1993) montre que, en zone urbaine, la valeur absolue des élasticités par rapport à la dépense est nettement supérieure à l'unité quelle que soit la mesure de pauvreté. De plus, les élasticités de la pauvreté par rapport à la dépense et à l'indice de Gini sont plus élevées en zone urbaine qu'en zone rurale traduisant ainsi la plus grande fragilité sociale des zones urbaines à l'égard de la croissance économique et de la variation de l'inégalité des revenus. Les résultats de la décomposition dynamique de la variation de la pauvreté en effets de croissance et de redistribution confirment que l'accroissement de la pauvreté sur la période 1983/84 – 1996 résulte de l'effet adverse de la croissance dû à la contraction de l'activité économique, qui a surpassé l'effet de redistribution, qui était plutôt favorable aux pauvres. Les résultats de cette étude augmentent notre compréhension de la nature de la pauvreté au Cameroun et aident à concevoir des politiques appropriées pour atténuer le problème.

Mots-clés (fr)

  • Pauvreté
  • inégalité
  • croissance économique
  • Cameroun.
  • Poverty
  • inequality
  • economic growth
  • Cameroon.

Français

This study aims to construct a dynamic poverty profile for Cameroon in order to analyze the link between economy growth, poverty and inequality in that country, which has been under structural adjustment since more than 10 years. For poverty analysis, the costs of basic needs (CBN) method is used to estimate poverty lines, and the class of FGT indices developed by Foster, Greer, and Thorbecke (1984) is calculated to study, the incidence, intensity and severity of poverty.
The analysis of the relationship between economic growth, poverty and inequality is based both on Kakwani's (1993) static decomposition approach which separately measures the impact of changes in average income and income inequality on poverty, and the dynamic decomposition methods by Datt and Ravaillon (1992) and Kakwani (1997) which break down changes in poverty into growth and redistribution components.
The analysis shows that, between 1983/84 and 1996, poverty in Cameroon appears to be a significant phenomenon which affects rural areas more severely than urban areas. This result suggests that rural areas, where the majority of the poor reside, should be the primary beneficiaries of efforts for fighting against poverty. Moreover, the analysis of the link between growth, poverty and income inequality according to Kakwani's (1993) method indicates that in urban areas, the absolute values of expenditure elasticities are clearly higher than unity whatever the poverty measure. Furthermore, poverty elasticities relative to expenditures and to the Gini index are higher in urban than in rural areas thus indicating the higher social fragility of urban areas with respect to economic growth and changes in income inequality. Therefore, the dynamic decomposition results of changes in poverty in growth and redistribution effects confirm the fact that the increase in poverty over the 1983/84-1986 period was due the adverse effect of the contraction in economic activity on growth which was higher than the redistribution effect and thus was more favourable to the poor. The results of this study thus improve our understanding of the nature of poverty in Cameroon and may help in the design of appropriate policies to alleviate this phenomenon.

Mots-clés (fr)

  • Pauvreté
  • inégalité
  • croissance économique
  • Cameroun.
  • Poverty
  • inequality
  • economic growth
  • Cameroon.

Plan de l'article

  1. Introduction
  2. Cadre conceptuel et méthodologique
    1. Elaboration d'un profil de pauvreté
      1. Indice du bien-être
      2. Estimation de la ligne de pauvreté
      3. Le choix de l'indice de pauvreté
    2. Effets de croissance et d'inégalité sur le changement dans la pauvreté
      1. Méthode de décomposition statique de Kakwani (1993)
      2. Méthode de décomposition dynamique de Kakwani (1997)
      3. Méthode de décomposition dynamique de Datt et Ravallion (1992)
    3. Bases des données
  3. La pauvreté régionale au Cameroun
    1. Évolution de la dépense moyenne et de l'inégalité
    2. Profil régional de pauvreté
  4. Croissance économique, pauvreté et inégalité
    1. Résultats du modèle statique de Kakwani (1993)
    2. Résultats de la décomposition de la pauvreté selon la méthode de Datt et Ravallion et la méthode de Kakwani
      1. Résultats de la décomposition de Datt et Ravallion (1992)
      2. Résultats de la décomposition de Kakwani (1997)
      3. Comparaison des résultats
  5. Conclusion

Pour citer cet article

Fambon Samuel, « Croissance économique, pauvreté et inégalité des revenus au Cameroun », Revue d'économie du développement 1/ 2005 (Vol. 19), p. 91-122
URL : www.cairn.info/revue-d-economie-du-developpement-2005-1-page-91.htm.
DOI : 10.3917/edd.191.091


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