Memoire Online - Une approche de mesure du bien-etre des enfants et de la pauvreté des ménages au Congo

Il est présenté ici, les options économétriques et les résultats de la modélisation.

4.2.2.1 Options économétriques

L'approche économétrique des déterminants de la pauvreté infanto-juvénile avec le

modèle probit se réfère à l'équation (I). Fondée sur l'enfant comme unité d'analyse, l'on sait qu'il est plus aisé de maximiser l'équation (II) ci-après, laquelle équivaut au même modèle, mais cette fois sous la forme latente.

Où, X_i , X_m ,X_c garde la même signification que dans l'équation (I), de même que u_i se réfère toujours au terme aléatoire, et :

Avec : c = nombre réel, limite de tolérance rapportée à la variable latente *

--> les coefficients estimés seront jugés significatifs à travers la statistique du test du ratio de vraisemblance : le Likelihood Ratio Test (LRT);

--> les observations d'un même contexte étant souvent fortement corrélées (par exemple, il est simple de voir que l'IRM est une combinaison linéaire de type de logement, eau potable, etc.), l'on tiendra compte de cette interaction sans laquelle la recherche des déterminants de la pauvreté infantile par le modèle probit conduirait à une sous-estimation de l'inertie des coefficients du modèle et donc à une perte d'information. Ce phénomène (nommé multicolinéarité) sera testé via les statistiques de Klein/VIF/Glauber (automatiquement). De même, l'évaluation de la qualité du modèle sera faite en estimant soit le nombre de fausses prédictions (nfp) soit le nombre d'unités bien classées (% ubc) ;

la correction d'hétéroscédasticité de Huber (1967)/White (1980), car l'on suppose que l'effet taille de l'échantillon pourrait altérer la robustesse du modèle.

⁵⁶ Toutes ces indications sur les tests sont explicitées en encadré F.3 de l'annexe F.

4.2.2.2 Résultats et interprétation

Le tableau 4.7 ci-après donne les résultats des estimations probit du risque de pauvreté

infanto-juvénile, notamment les coefficients de régression et les effets marginaux.

Tableau 4.7 : Coefficients de régression et effets marginaux des estimations Probit

Dependent Variable : Partition from score_ICP Method : Binary Probit of Newton-Raphson
Variable			Coeff	Std.Error	t-Stat	Prob.		Effet marg.
Const.			-3.5931	1.2402	-2.8971	0.0038		-0.0738*
Sexe enfant/féminin masculin âge enfant/3-4 ans révolus			-0.0578	0.0238	-2.4285	0.0012		-0.0212*
0 ans révolus			-0.4079	0.0608	-6.7038	0.0011		-0.1390*
1-2 ans révolus			-0.4042	0.0541	-7.4730	0.0019		-0.1297*
IRM/plus riches plus pauvres			-2.1482	0.1057	-20.3210	0.0000		-0.2028*
pauvres			-0.1677	0.0384	-4.3722	0.0411		-0.0553*
moyen-pauvres			-0.1100	0.0482	-2.2830	0.0417		-0.0254*
riches			-0.0281	0.3513	-0.0800	0.1139		-0.0098
Qualité logement/traditionnelle moderne			3.4667	0.2402	14.4334	0.0000		0.0666*
IPL/4-6 personnes par pièce
0-1 personne par pièce			-0.2388	0.3326	-0.7179	0.1660		-0.0019
2-3 personnes par pièce			0.6540	1.8031	0.3627	0.2707		0.0014
Lieu d'aisance/sans wc wc moderne			2.3035	0.5922	3.8898	0.0000		0.0226*
wc traditionnel			-1.0930	0.3691	-2.9613	0.0000		-0.0989*
Gestion wc/privé collectif			-0.1407	0.1055	-1.3335	0.1824		-0.0402
Sel iodé/> 15 ppm sel 0 ppm			0.2406	0.2572	0.9355	0.1340		0.0465
sel < 15 ppm			0.2100	0.2819	0.7449	0.1337		0.0501
Source eau/insalubre salubre			1.2135	0.1051	11.5505	0.0000		0.0963*
Temps approvisionnement Eau/> 30 mn
<= 30 mn			-0.1461	0.0999	-1.4612	0.1440		-0.0305
Niveau d'instruction mère/supérieur analphabète			0.0013	0.0004	3.2500	0.0429		0.0001*
primaire			0.0246	0.0118	2.0804	0.0493		0.0145*
secondaire			0.0689	0.0381	1.8100	0.0721		0.0246**
ITAG/malnutris sévèrement malnutris			-0.0097	0.2357	-0.0413	0.9671		-0.0024
Allaitement au sein/ « non » oui			-0.0351	0.5397	-0.0650	0.9481		-0.0070
Micronutriment/« non vitaminé A »
« vitaminé A »			0.5303	0.0839	6.3206	0.0039		0.0956*
Vaccination complète/« non »
« oui »			0.5096	0.0318	16.0250	0.0000		0.0985*
Assistance accouchement/non assisté personnel santé			0.0027	0.0005	5.4002	0.0048		0.0011*
traditionnelle			-0.2357	0.0888	-2.6530	0.0044		-0.0056*
Domaine de résidence/Brazzaville
Pointe Noire			0.1301	0.0685	1.8992	0.0854		0.0396**
Nord Congo			0.0299	0.0151	1.9808	0.0222		0.0135*
Sud Congo			0.1219	0.0580	2.1017	0.0295		0.0294*
Mean dependent var		0.4223 = (1)
Log likelihood	-444.117	= vraisemblance logarithmique modèle					non contraint
Restr.log likelihood	-2919.982	= vraisemblance logarithmique modèle					restreinte
LRT [Prob.(LRT)]	4951.727	[0.000]= (2)
Khi-deux (Prob.)	4971,845	(0.000)= (3)
% ubc		84.79 % = (4)

Prob. = plus-value ; Effet marg. = effet marginal * = significatif au niveau d'évidence 5 % au plus ** = significatif au niveau d'évidence compris entre 5 % et 10 %

Avant de procéder à l'interprétation de ces résultas, nous faisons au préalable des remarques suivantes :(r1) il ne faut pas perdre de vue que le risque de pauvreté estimé par le modèle sera interprété en termes de vulnérabilité, c'est-à-dire la probabilité existant actuellement (ex anté) pour un enfant de se trouver à l'avenir (ex post) en situation de pauvreté s'il ne l'est pas, ou d'y demeurer et même s'y enfoncer davantage s'il l'est déjà ; (r2) il ne faut pas également perdre de vue que la pauvreté s'interprète plus aisément en termes de «bien-être», surtout chez les enfants, ce qui suppose que les expressions «rehausser le niveau de bien-être» et «baisser le risque de pauvreté», sont équivalents .Il en est de même pour les expressions « déterminant», «facteur explicatif'' ; (r3) le modèle maximise une fonction de demande de santé ; (r4) l'interprétation des paramètres du modèle est faite par rapport aux modalités de référence des différentes variables.

L'interprétation des résultats consignés dans le tableau 4.7 ci-dessus est déclinée en deux parties à savoir, les statistiques sur l'évaluation de la robustesse des résultats (partie surlignée en gris), d'une part les coefficients et les effets marginaux (respectivement sur les 2ème_et 6^ème colonne), d'autre part.

S'agissant des statistiques relatives à l'évaluation de la qualité du modèle ; il ressort

--> (1) désigne le risque pour un enfant congolais d'être pauvre avant d'atteindre son 5ème anniversaire. Ce risque lié à la distribution des caractéristiques de la population à coefficients constants, est en moyenne égal à 42,23 %, toutes choses étant égales par ailleurs (T.C.É.P.A.). Cette moyenne n'est autre que l'incidence de la pauvreté non monétaire infanto-juvénile, estimée dans la section 4.1.2, et nous savons qu'un tel ratio est indépendant du seuil absolu de pauvreté que nous avons fixé à 34,7 % ;

--> (2) correspond à la statistique du test du ratio de vraisemblance (LRT) montrant la significativité à 5 % des paramètres du modèle. De par la présentation du modèle, nous savons que cette statistique dérive du produit par moins 2, de la différence entre les deux logarithmes de vraisemblance qui la précèdent ;

--> (3) est la statistique du khi-deux, garantissant la significativité du rejet de l'hypothèse d'indépendance entre la variable dépendante et les régresseurs significatifs ;

--> (4) est la statistique d'évaluation de la qualité de notre modèle, une fois les phénomènes de multicolinéarité et d'hétéroscédasticité pris en compte de façon automatique et systématique. Cette proportion estimée à 84, 8 % (soit près de 3 668 enfants de moins de 5 ans sur 4326), représente le nombre d'unités bien classées ou, en d'autres termes, l'équivalent

du coefficient de détermination du modèle, c'est-à-dire le pourcentage de la variabilité expliquée par le modèle.

En ce qui concerne les coefficients du modèle et les effets marginaux, deux types d'informations sont à relever :

Premièrement, l'approche économétrique des déterminants de la pauvreté infantile met en évidence un résultat mitigé. Celui-ci en effet s'inscrit à l'opposé des résultats des analyses descriptives faites précédemment. En effet, le modèle probit binaire montre qu'il y a quatre (4) variables caractéristiques des ménages, pour lesquels au seuil de confiance d'au plus 10 %, nous ne saurons admettre l'existence de leur influence sur le niveau de bien-être des enfants. Il s'agit : (i) de l'utilisation du sel iodé, (ii) du mode de gestion des sanitaires, (iii) de l'indice de peuplement du logement et (iv) de la modalité « riches » de l'indicateur de niveau de vie des ménages. Pour les mêmes raisons, il y a deux dimensions communautaires qui ne sont pas liées à la vulnérabilité infantile congolaise à savoir l'allaitement au sein et l'alimentation.

Deuxièmement, lorsque nous nous intéressons aux coefficients significativement non nuls, c'est-à-dire ceux qui « impactent » sur le risque de pauvreté infanto-juvénile, des commentaires, en termes de bien-être peuvent être formulés :

--> au niveau individuel, le modèle révèle que le risque de pauvreté dans la petite enfance est fonction du sexe et de l'âge.

Pour le sexe, cela se matérialise par un coefficient de régression négatif ; ce qui signifie qu'il y a plus de « chance » de vulnérabilité des garçons que des filles eu égard à la modalité de référence. Toutefois, la sensibilité inhérente à la probabilité pour un garçon d'être « pauvre » est faible et vaut -0,0212, toutes choses étant égales par ailleurs (T.C.É.P.A.). Ce résultat corrobore une observation mise en relief dans le tableau 4.4 relatif aux « 3 I »⁵⁷ du profil de pauvreté, résultat qui stipulait que la pauvreté infanto-juvénile est très faiblement liée au sexe de l'enfant. Qu'à cela ne tienne, et même si « une approche genre » nécessiterait une prise en charge par les décideurs de la petite enfance sans distinction de sexe, l'étude suggère une réduction de la pauvreté devant accorder une attention particulière aux garçons qui sont plus vulnérables que les filles.

Par rapport à l'âge, il est à souligner qu'il est un facteur explicatif du risque de pauvreté. Les coefficients négatifs et significativement non nuls y relatifs prouvent que l'âge influence à la baisse la probabilité pour un enfant d'être pauvre. En effet, la sensibilité de la

⁵⁷ Incidence (ou ratio), Intensité (ou profondeur) et Inégalité (ou sévérité).

probabilité pour un enfant d'être pauvre est réduite de 0,1390 à 0,1297 ; soit une baisse d'environ 7 % en passant de 0 an à 1 ou 2 ans révolus. Ainsi, T.C.É.P.A., le risque pour un enfant d'être en situation de pauvreté à l'avenir est plus élevé dans sa vie « infantile » que dans sa vie « juvénile ». Une telle disparité de la sensibilité de la survenue de la pauvreté se voudrait similaire à celle révélée par la figure 3.11 et consignée dans le tableau 4.4. Cependant, il est d'une grande importance de ne pas entériner les résultats de la figure 3.11 via cette analyse économétrique. Cette figure en effet, illustrait des ratios de déficit alimentaire chronique croissant entre 0-1 an. Malheureusement, les résultas économétriques relatifs à l'indicateur anthropométrique (ITAG) sont très loin d'être statistiquement significatifs. À l'opposé, les observations du tableau 4.4 sont valides, parce qu'elles dénotent des «3 I» du profil de pauvreté de s'amortir avec l'âge de l'enfant. En effet, ce tableau rapporte que les enfants de 1 an révolu sont plus enclins à la pauvreté pour tous ses « 3 I ». Il semble qu'il n'est pas accordé une place de choix à l'âge de l'enfant dans l'allocation des ressources et infrastructures adéquates surtout durant les 24 premiers mois de la vie.

--> au niveau du ménage, le risque de pauvreté en bas âge s'explique par cinq (5) variables : (i) l'IRM, (ii) la qualité de l'habitat, (iii) le type de lieu d'aisance, (iv) l'eau potable et (v) le niveau d'instruction de la mère.

En premier lieu, le niveau de bien-être du ménage en termes de commodités se révèle comme facteur déterminant du bien-être infanto-juvénile. Les effets marginaux des ménages les plus démunis sont négatifs et significatifs, et les enfants issus des ménages plus pauvres sont les plus vulnérables. Ces effets dévoilent, T.C.É.P.A., que les « chances » d'être pauvre dans la petite enfance diminuent avec le niveau de vie du ménage. La sensibilité (valeur absolue d'un effet marginal) de ces « chances » est relativement plus élevée pour les enfants des ménages plus pauvres (0,2028) que leurs homologues des ménages plus riches. Ce résultat montre qu'une régulation de l'État est nécessaire, notamment dans une répartition intelligente des revenus, afin de permettre à toutes les couches de population de jouir des fruits de la croissance.

En second lieu, nous constatons, T.C.É.P.A., que habiter un logement moderne est en mesure de rehausser le niveau de bien-être des « tout petits ».

En troisième lieu, nous soulignons que, par rapport aux ménages sans WC, il y a, T.C.É.P.A, un impact positif des ménages ayant des sanitaires modernes (0.0226) sur le niveau de bien-être des enfants de moins de 5 ans, impact qui est contrebalancé un peu plus de quatre (4) fois par un effet négatif des ménages ayant des sanitaires traditionnels (-0,0989). Nous pensons que l'ajout aux PNDS congolais d'un volet « sensibilisation » sur

l'impact des aménagements sanitaires et le soutien aux actions de modernisation de sanitaires pourrait freiner le risque de vulnérabilité infantile ;

En quatrième lieu, la consommation de l'eau potable provenant des sources salubres se révèle comme principal facteur explicatif du bien-être infanto-juvénile, T.C.É.P.A.. Elle est susceptible de rehausser le niveau de bien-être infanto-juvénile (et donc de baisser le risque de pauvreté infanto-juvénile) d'environ 10 % (0.0963), résultat qui est statistiquement significatif jusqu'à un niveau d'évidence au-dessous de 1 %. Ces deux derniers résultats corroborent l'élaboration de l'ICP faite à l'issue de l'ACM (voir conclusion relative au tableau 4.2) ;

En cinquième lieu, le modèle montre que le niveau d'instruction de la mère est un déterminant de la vulnérabilité infanto-juvénile. Et bien que le coefficient rattaché à la modalité « secondaire » ne soit significatif qu'à un niveau d'évidence de plus de 5 % (7,21 %), tous les coefficients sont positifs et significatifs. Ainsi, T.C.É.P.A., le risque de pauvreté infanto-juvénile fléchit avec le niveau d'instruction de la mère : « le comportement des femmes ayant un niveau d'instruction avéré modifie positivement le niveau de bien-être des enfants de moins de 5 ans ». Cette modification est d'une sensibilité graduelle ; elle passe d'une valeur minimale de 0,01 % à une valeur maximale de 2,46 %, lorsque le niveau d'instruction de la mère varie d'analphabète au secondaire. Quelques commentaires méritent d'être faits sur cette variable qui a souvent attiré l'attention de nombre d'analystes du bien-être. L'on pourrait admettre que l'aptitude à préserver le bienêtre des enfants est, dans une certaine mesure, liée aux opportunités économiques des femmes (résultat constaté dans le cas du Congo, du Cameroun et certainement dans d'autres PVD). Si tel est le cas, alors les canaux envisageables d'affermissement du bien-être de l'enfant seraient par exemple (i) les appels d'offres spécifiques aux mères ; (ii) l'amélioration du capital productif pour celles qui ont déjà été insérées ; (iii) l'encouragement à l'effort dans la compréhension des conseils lors des visites post accouchement ; (iv) l'octroi aux femmes, de certaines facilités dans l'accès aux services sociaux (informations sanitaires, éducation, etc.).

--> enfin, au niveau environnemental, il ressort quatre (4) variables significatives : (i) la vitamine A, (ii) la vaccination, (iii) le type d'assistance à l'accouchement et (iv) la géographie

En premier lieu, nous relevons le rôle prédominant sur la santé des enfants, de la vitamine A et de la vaccination complète contre les maladies cibles du PEV/C. Ces deux pôles sont des principaux déterminants communautaires, du risque de pauvreté infantile. En

effet, le modèle montre que, T.C.É.P.A., l'administration aux enfants de la vitamine A et la jouissance de tout l'éventail des vaccins préconisés par le PEV/C, rehaussent chacune le niveau du bien-être des enfants d'environ 10 %, ceci respectivement, par rapport aux enfants à qui il n'est pas administré de vitamine A et n'ayant pas été couvert par la vaccination. Par conséquent, il serait judicieux pour l'État de faciliter l'accès aux formations sanitaires et de diffuser largement les programmes de vaccination, surtout en milieu rural. En effet, nous savons que pour des raisons aussi bien de disponibilité et de transport, les formations et informations de santé sont plus accessibles en zone urbaine qu'en zone rurale. L'instruction des mères peut une fois de plus être citée comme palliatif.

En deuxième lieu, il s'ajoute aux deux précédents facteurs, l'incidence significative du type d'assistance à la naissance de l'enfant. Les estimations probits révèlent que, T.C.É.P.A., l'accouchement assisté par un personnel de santé est censé accroître (bien que faiblement) le bien-être infantile, mais, cet effet marginal positif est quelque peu équivoque, parce qu'il est contrebalancé (5 fois plus) par une sensibilité des femmes qui accouchent traditionnellement (0,0011 contre -0,0056). Ce résultat conforte celui mentionné à la section 3.2.2 : les mères de niveau d'instruction plus bas, et donc des ménages plus pauvres, accouchent avec une assistance de moindre qualité, d'où une mauvaise préservation de la santé infantile pour ces mères. Un accent sur l'instruction des mères demeure à fortiori un canal de remède en la matière, et peut-être il y a lieu de suggérer une meilleure efficience des formations sanitaires en termes d'accouchements et de soins prénataux couplés à une réduction des coûts relatifs à l'accouchement couplés à une baisse du coût du médicament.

En troisième lieu, un autre élément communautaire attire notre attention : la localisation géographique. En effet, par rapport à la capitale politique (Brazzaville), les effets marginaux relatifs à Pointe-Noire, au Nord Congo et au Sud Congo sont tous positifs et significatifs. Ainsi, la localisation spatiale de l'enfant (ou du ménage) est un déterminant de sa vulnérabilité. T.C.É.P.A., les sensibilités au bien-être infantile sont toutes positives et plus grandes dans la capitale économique (3,96 %). Elles sont de 2,94 % et 1,35 %, respectivement au Sud Congo et au Nord Congo. Un tel résultat s'expliquerait par la nature du modèle qui assure un contrôle de toutes les raisons évoquées précédemment par l'IRM en termes de besoins de base, ce qui conforte le profil de pauvreté élaboré plus haut, lequel révèle notamment une pauvreté infanto-juvénile ayant au même titre que la pauvreté des ménages, un caractère régional. En effet, les « 3 I » de la pauvreté se sont révélés plus grands dans les domaines Nord Congo et Sud Congo (qui regorgent plus des zones rurales) par rapport à Pointe-Noire et Brazzaville, dans lesquelles ces « 3 I » apparaissent relativement

plus faibles. Un désenclavement de l'arrière-pays et une dotation en infrastructures de base, surtout sanitaires constituerait une solution dans les régions encore mal loties.

Ainsi, l'analyse économétrique, bien qu'ayant rejeté le caractère explicatif du bienêtre infantile pour six (06) variables supposées potentiellement explicatives lors des analyses descriptives, en a qu'en même validé onze (11). Parmi ces onze variables pertinentes, le modèle a validé l'hypothèse classique de l'approche indirecte d'analyse de la pauvreté infantile : « les enfants issus des ménages pauvres le sont systématiquement ». Cependant, relevons une nuance établie à deux niveaux dans la présente approche directe. D'une part, la richesse des ménages est entendue ici en termes de commodités (besoins de bases) et non en termes monétaires. D'autre part, elle ne cadre pas avec le côté que nous pouvons appeler « fort » de l'hypothèse traditionnelle préconisée par l'approche indirecte [« ...une pauvreté infantile exclusivement héritée des ménages... »]. En effet, le modèle exhibé montre trois catégories de facteurs qui sont en mesure d'influencer le niveau du bien-être en bas-âge : (i) toutes les deux (02) caractéristiques postulées sur l'enfant lui-même ; (ii) cinq (05) caractéristiques des ménages sur les neuf postulées ; et (iii) quatre (04) caractéristiques communautaires sur les six envisagées. En conséquence, l'analyse faite ne contredit nullement l'approche monétaire mais la complète : le point commun à ces analyses directe et indirecte réside en une pauvreté infantile héritée des parents, l'effet additionnel étant par conséquent les deux autres catégories de facteurs déterminants de la pauvreté infantile, à savoir les variables biologiques de l'enfant (pauvreté intrinsèque) et les variables communautaires (pauvreté structurale ou communautaire).

Cette section présente les faiblesses et les recommandations découlant de cette étude.

Les résultats obtenus dans la présente étude méritent d'être nuancés dans la mesure où

ils exhibent quelques faiblesses liées à la fois aux techniques utilisées d'une part et à la nature

des données traitées d'autre part. Au nombre de celles-ci l'on peut retenir les suivantes :

Le manque de robustesse de l'ICP infanto-juvénile élaboré est imputable à la nature du logiciel SPAD qui attribue une pondération uniforme à toutes les composantes, alors qu'il n'est pas faux d'admettre que le niveau d'instruction de la mère (par exemple), a plus d'importance que l'administration à l'enfant des nutriments contenant de la vitamine A.

À la lumière de quelques principaux résultats de notre analyse empirique, nous essayons de formuler les suggestions suivantes, en plus des orientations stratégiques consignées dans le DSRP du Congo.

Tableau 4.8 : Perspectives du bien-être en bas-âge : points d'encrage et suggestions

À cette fin, une synergie serait par exemple d'engager de concert avec les institutions tant nationales qu'internationales impliquées dans l'évaluation de la pauvreté, l'élaboration des termes de références suivant une optique directe de mesure du bien-être infantile tels que : (i) Pauvreté des enfants et dépenses publiques de modernisation ; (ii) Pauvreté des enfants et accès de la femme à l'éducation ; (iii) Pauvreté des enfants et opportunités socioéconomiques pour la femme ; (iv) Pauvreté des enfants et genre au Congo ; (v) vulnérabilité des enfants et environnement.

Une approche de mesure du bien-etre des enfants et de la pauvreté des ménages au Congo

4. 2. 2 Les options econometriques, resultats et interpretation

4.2.2.1 Options économétriques

4.2.2.2 Résultats et interprétation