Memoire Online - Inégalité et polarisation au Cameroun pendant et apres les programmes d'ajustement structurel

Les inégalités dans le monde ont augmenté considérablement ces dernières années. La pauvreté devient de plus en plus insoutenable, affirme Valier (2000), expliquant un regain d'intérêt face à ce phénomène qui alimente nombres de débats. La question des inégalités tient en fait une place centrale dans les débats sur la mondialisation. En effet, les bouleversements économiques et sociaux entraînés par la mondialisation ne semblent légitimes que dans la mesure où ils stimuleraient les processus de développement et permettraient des processus de rattrapage notamment au bénéfice des pays les plus pauvres. Ainsi, la réduction de la pauvreté est un objectif majeur ; cependant, l'influence d'un processus de croissance sur la résorption de la pauvreté dépend non seulement de l'accroissement des revenus moyens mais aussi de la forme de la distribution des revenus ; autrement dit de l'ampleur des inégalités.

La lutte contre la pauvreté passe donc par une réduction des inégalités car le niveau de pauvreté extrême dans lequel est plongé certaines régions du globe terrestre, en occurrence l'ASS, contraste avec le degré de richesse mondiale qui s'avère être au plus haut niveau. Pire encore, on assiste à une quasi-bipolarisation du monde. Les pays industrialisés, dont la richesse ne fait qu'augmenter, sont côtoyés au quotidien par les pays que l'on dit « en développement » où la pauvreté évolue de manière galopante. Cette situation se retrouve aussi bien à l'intérieur des pays industrialisés qu'à l'intérieur de ceux en développement où riches et pauvres jonchent ruelles et avenues faisant naître aux côtés de faubourgs, des bidonvilles où misères et pauvretés extrêmes font partie du quotidien. Il est donc judicieux de s'intéresser à la manière par laquelle les inégalités et la polarisation ont évolué depuis le XIX^ème siècle et déterminer ensuite comment ces deux réalités se comportent mutuellement ?

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 39 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

De nombreuses études théoriques¹⁷ et empiriques¹⁸ ont été menées dans le but d'apporter une réponse à ces questions. Elles nous aiderons à proposer un essai de réponse aux différentes préoccupations posées en allant d'une analyse conceptuelle (1) à une revue de la littérature tant théorique qu'empirique (2).

On conceptualise l'inégalité comme la dispersion de la distribution des attributs des indicateurs de bien-être de la population, comme le revenu et la dépense. L'inégalité est inversement liée aux écarts de préservation moyenne égalitaires ; c'est-à-dire que dans une distribution donnée, si l'on effectue un ensemble de transferts de revenu d'une personne quelconque à une autre avec un revenu inférieur, cela conduit à une distribution moins inégale. Ceci ne requiert pas forcement que le donneur soit riche (à droite de la distribution) et que le bénéficiaire soit pauvre (à gauche de la distribution) mais simplement que l'un soit plus riche que l'autre.

Nonobstant le fait qu'il existe plusieurs manières de mesurer l'inégalité, de nombreuses mesures apparemment sensibles se comportent de façons perverses. Par exemple, la variance, qui peut être l'une des plus simples mesures de l'inégalité, n'est pas indépendante de l'échelle des revenus : en doublant simplement tous les revenus, l'on quadruplerait cet estimateur de l'inégalité. Pour remédier à cette situation, plusieurs mesures ont été proposées pour caractériser l'inégalité dans la distribution de revenu (Kakwani, 1980 ; Glewwe, 1986 ; Fields, 1980 ; Theil, 1979 ; Sen, 1973 ; Shorrocks, 1984 et Lietchfield, 1999). D'après ces auteurs, un indicateur approprié d'inégalité doit généralement satisfaire aux cinq propriétés suivantes :

¹⁷ On peut citer les théories économiques classiques à savoir celles de Smith (1776), de Ricardo (1817), de Malthus (1798) et de Mill (1873), qui considèrent dans une certaine mesure que les inégalités sont nécessaires pour l'enrichissement économique. Les théories socialistes de Proudhon (1840), de Marx (1862) et de Mises (1938) qui décrivent la manière dont les richesses sont reparties chez les capitalistes et considèrent ce mode de répartition comme étant à l'origine de la misère dans le monde. Les théories de Keynes (1936) qui viendront réconcilier les deux écoles de pensées précédentes en proposant l'interventionnisme étatique pour palier aux imperfections des mécanismes du marché...etc.

¹⁸ Bourguignon et Morrison (1992), Montaud (2002), Fambon et Baye (2002), Lachaud (2005).

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 40 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Le coefficient de Gini est basé sur la courbe de Lorenz ; cette courbe de fréquence cumulative qui compare la distribution d'une variable spécifique (exemple, le revenu) à celle de la distribution uniforme qui représente l'égalité.

Pour construire la courbe de Lorenz, on représente les pourcentages cumulés des individus ou ménages sur l'axe horizontal et les pourcentages cumulés des dépenses ou revenus sur l'axe vertical. Le coefficient de Gini est défini par le ratio de l'aire de la zone entre la diagonale d'égalité parfaite et la courbe de Lorenz sur la somme de celle-ci et l'aire de la zone à l'extérieur de la courbe de Lorenz.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 41 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

La mesure simple et plus largement utilisée est le ratio inter-décile de dispersion qui présente le ratio de la consommation moyenne de revenu des 10% les plus riches de la population sur le revenu moyen des 10% les plus pauvres. Ce ratio peut aussi être calculé pour d'autres centiles. Le ratio inter-décile est directement interprétable comme il exprime le revenu des 10% les plus riches comme un multiple de celui des 10% les plus pauvres. Cependant, il ignore les informations concernant les revenus du milieu de la distribution et n'utilise pas aussi les informations concernant la distribution à l'intérieur des déciles considérés.

En outre, il faut noter que les mesures d'inégalité n'ont pas de signification précise en termes de concentration. En particulier, ils n'ont aucun lien direct avec le rapport masse sur effectif alors que ce rapport pour un groupe donné est une mesure indiscutable de son état de concentration : plus ce rapport augmente, plus la masse se concentre sur ce groupe.

Pour appréhender l'évolution de l'inégalité dans cette étude, on fera recours à la classe des mesures d'entropie généralisée (GE) et le coefficient de Gini (G).

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 42 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

La polarisation est un phénomène de distribution qui capture l'étendue par laquelle la population devient groupée de sorte qu'à l'intérieur de chaque groupe les membres sont similaires, mais entre les groupes les membres sont très différents (Fedorov 2002). Une distribution est polarisée lorsque les revenus sont concentrés dans les deux quintiles extrêmes, celui des plus riches et celui des plus pauvres. Il y a donc disparition de la classe intermédiaire c'est-à-dire ceux disposant des revenus moyens. La polarisation concentre donc la distribution de revenu sur plusieurs modes polaires et implique la disparition de la classe médiane.

En outre, la polarisation n'est pas un phénomène lié seulement au revenu. Aux Etats Unis (USA) par exemple, le regroupement des niveaux de revenus des noirs et blancs est tout aussi explicatif de la disparition de la classe du milieu. Il en va de même pour le regroupement géographique (cas de la Chine, du Ghana, etc.) et régional. La possibilité qu'une société soit divisée en différents groupes avec une homogénéité intra-groupe mais une hétérogénéité entre les groupes souligne la nécessité de mesurer la polarisation.

Des phénomènes comme « la disparition de la classe intermédiaire » ou « le regroupement autour des extrêmes » n'apparaissent pas être capturés de manière aisée par les mesures standard d'inégalité. C'est pour caractériser ces phénomènes qu'Esteban et Ray (1994), Wolfson (1994), Tsui et Wang (1998) et Zhang et Kanbur (2001) ont proposé des indices alternatifs de la polarisation dans la distribution de revenu en bas et au sommet de la distribution.

Plusieurs mesures proposées pour capter le phénomène de polarisation sont positives. La mesure d'Esteban et Ray a une essence normative en elle, pour ses prétentions de

capter quelques implications comportementales à travers la dérivation axiomatique. Les mesures d'Esteban et Ray sont basées sur deux axiomes (identification et aliénation) dont les principes essentiels sont :

- La polarisation augmente lorsque l'hétérogénéité entre les groupes augmente. La polarisation augmente lorsqu'une classe extrême s'éloigne de la classe centrale, si et seulement si l'autre classe ne se déplace dans le même sens.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 43 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

- La polarisation maximale est obtenue lorsque la distribution est partitionnée en deux groupes homogènes, chacun comportant la moitié de la population et situé aux extrémités de la distribution.

Foster et Wolfson (1992) et Wolfson (1994) ont proposé un indice de polarisation lorsqu'ils discutaient des différences conceptuelles entre polarisation et inégalité. Esteban, Gradin et Ray (1999) note que la mesure de Foster et Wolfson est la transformation de l'indice lorsque les groupes adjacents sont de même taille. La polarisation maximale

serait ainsi atteinte lorsque la moitié de la population possède un revenu nul et l'autre moitié possède deux fois la moyenne.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 44 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Duclos, Esteban et Ray (2004) ont développé la théorie de la mesure de la polarisation où les distributions sont décrites par les fonctions de densité. Elle est une extension naturelle de la mesure ER dans le cas des densités continues.

sont les des deux mesures de la polarisation qui seront utilisées dans cette étude.

Dans les années récentes, il y a eu un regain d'intérêt face au phénomène de la polarisation. Les débats sur les possibles différences entre inégalité et polarisation ont attiré l'attraction des chercheurs depuis les années 1990 (Esteban et Ray, 1994 ; Wolfson, 1994 ; Wolfson, 1997 ; Zhang et Kanbur, 2001 ; Rodriguez et Salas, 2003 ; Duclos et al, 2004). Ces deux concepts ont été affirmés capter des caractéristiques différentes de la distribution. Par

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exemple, les phénomènes comme « la disparition de la classe intermédiaire » ou « la concentration autour des extrêmes » apparaissent ne pas être captés par les mesures standard d'inégalité. Les indices d'inégalité mesurent essentiellement l'étendue totale de la distribution des niveaux de vie. Les indices de polarisation quant à elles cherchent une évidence de regroupement en bas et au sommet de la distribution de bien-être.

Une importante motivation de soulignant l'inégalité est l'axiome Pigou-Dalton qui stipule que tout transfert du riche au pauvre, toute chose égale par ailleurs, baisse toujours l'inégalité. La polarisation met plus d'emphase sur le « regroupement » ou la « disparition de la classe intermédiaire » qui sont des phénomènes qui ne respectent pas forcement l'axiome Pigou-Dalton. Par exemple, une redistribution du bien-être de la classe intermédiaire aux individus situés à l'extrémité basse de la distribution peut certes réduire l'inégalité mais rendre la société plus polarisée.

Ravallion et Chen (1997) ont essayé de faire ressortir cette différence en comparant pour un ensemble de pays croisés, l'indice de Gini à l'indice de Wolfson, et ont abouti a la conclusion selon laquelle « il y a étonnamment une correspondance très rapprochée entre ces deux mesures pour ces données ». La polarisation n'est autre chose qu'une manifestation d'inégalité où il y a presque disparition de la classe intermédiaire. Wolfson (1994) stipulera que la distribution la plus bipolarisée est très éloignée du milieu, de sorte qu'il y a peu d'individus ou de familles avec un niveau de revenu médian. En addition, cet écart est associé à une tendance bimodale ; un entassement des niveaux de revenus médians soit au niveau des revenus faibles, soit au niveau des revenus élevés.

Duclos, Esteban et Ray (2004) pensent que la polarisation est un concept largement différent de l'inégalité et que ces deux concepts peuvent en principe être liés par différents aspects de changements sociaux, économiques et politiques. D'après ces derniers, la polarisation est expliquée par l'aliénation que des individus ou groupes peuvent ressentir chacun des autres, mais cette aliénation est alimentée par des notions d'identité intra-groupe (Duclos et al, 2004 ; Esteban et Ray, 1991, 1994). Ces auteurs définissent « un antagonisme effectif de la société » basé sur l'addition de deux fonctions comportementales : l'identification et l'aliénation. La polarisation est une fonction croissante de l'homogénéité intra-groupe (identification) et de l'hétérogénéité entre les groupes (aliénation). En fait, les axiomes des deux effets impliquent que les transferts progressifs qui traversent la médiane de

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la distribution augmentent la polarisation alors que cette dernière baisse si ces transferts prennent place dans chaque moitié de la distribution divisée par la médiane.

L'inégalité à la différence de la polarisation est expliquée par une aliénation interpersonnelle, mais capture un aspect de la polarisation, ce qui explique un rapprochement entre ces deux notions. En effet, si deux groupes sont de plus en plus séparés par une distance économique croissante, l'inégalité et la polarisation vont vraisemblablement croître ensemble. Cependant, une égalité locale des différences de revenus à deux niveaux différents de la distribution de revenu peut baisser l'inégalité mais accroître la polarisation.

De nombreuses études empiriques viennent réaffirmer ces différences et similitudes entre les concepts de polarisation et d'inégalité tout en laissant entrevoir une recrudescence de ces fléaux tant au niveau des pays développés, qu'en développement.

« Les riches s'enrichissent, les pauvres s'appauvrissent » telle est l'expression qu'utilise Loungani (2003) pour qualifier la situation désastreuse et en perpétuelle croissance des inégalités mondiales. Si l'on se réfère à l'analyse de Bourguignon et Morrison (2002), le phénomène d'inégalité est aussi vieux que le monde. Celui-ci a pris de l'ampleur avec la révolution industrielle du XVIII^ème Siècle. En effet, cette révolution a contribué à diviser la population en deux classes : une classe ouvrière à très faible revenu et une classe capitaliste détentrice des propriétés et à très haut revenu. Le débat à cette époque tournait autour des méthodes de partage du revenu de la production, principale cause de l'enrichissement de la classe bourgeoise et de l'appauvrissement de la classe prolétaire.

Sen (2000) a rappelé l'obligation pour la communauté mondiale de s'appesantir sur le problème d'inégalité pour une meilleure intégration des plus pauvres dans le village planétaire. Il s'agit pour lui d'analyser les causes profondes des inégalités et d'établir le lien entre l'inégalité, la répartition, la croissance et la pauvreté dans le but de faire prévaloir dans le cadre des politiques économiques un peu plus d'équité et de justice sociale au nom de

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« l'idéal égalitaire » prôné par les théories démocratiques. Les progrès considérables réalisés ces dernières années nous ont permis de mieux comprendre les relations théoriques pouvant exister entre l'inégalité et la croissance. Il y a environ vingt-cinq ans, le courant dominant affirmait l'existence d'une relation inverse, due à un mécanisme kaldorien¹⁹ simple, entre le degré d'équité de la distribution des revenus, ou une redistribution progressive des revenus et le taux de croissance de l'économie. Ces dernières années, plusieurs auteurs sont arrivés à la conclusion selon laquelle, en raison de l'inefficacité inhérente aux économies réelles, une relation positive existerait entre le degré d'équité de la distribution des actifs productifs et des revenus dans une économie et son taux de croissance.

En effet, la pensée classique soucieuse d'accroître la richesse mondiale préconisait un mode de répartition des fruits de la révolution par essence inégalitaire. Pour les tenants de cette école, les ouvriers ne doivent avoir droit qu'au salaire de subsistance et la grande partie de la richesse créée est destinée aux capitalistes qui vont réinvestir pour accroître la richesse de la nation. Ce mode de répartition est à l'origine des inégalités criardes et une bipolarisation du monde entre prolétaires et bourgeois. Malthus (1978) dans son Essai sur le principe de population s'appesantira sur les méfaits de la redistribution tout en affirmant qu'aider les pauvres c'est encourager la misère. Smith (1776) et Ricardo (1817) à travers leurs théories respectivement des avantages absolus et des avantages comparatifs justifieront un comblement de l'écart au niveau de la répartition ou des distributions initiales par le commerce ou l'échange.

C'est Mill (1873) qui, dans ses Principes d'économie politique proposera un mode de répartition qui s'éloigne un peu de ceux de ses prédécesseurs. Pour lui, les profits naissent non seulement pas du jeu des échanges et de l'accroissement du capital, mais aussi de la puissance productive du travail. Il préconise ainsi le partage de la valeur ajoutée entre salariés et capitalistes à travers un interventionnisme étatique vue que le marché est incapable d'assurer ce partage. Il s'oppose avec énergie à toute idée d'égalitarisme, mais tolère une justice sociale

¹⁹ Pour l'école de pensé classique, la croissance économique est basée préalablement sur le degré d'accumulation du capital où un niveau élevé du profit constitue aussi bien une source d'épargne qu'une incitation à l'investissement (Kaldor, 1957). Toute politique de réduction des inégalités à travers une redistribution des revenus des riches entraînerait une baisse du taux de l'épargne et, de ce fait, celle du taux de croissance de l'économie.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 48 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

dans un capitalisme tempéré et préfère la liberté à l'égalité. Les théoriciens néoclassiques expliquent l'inégalité de revenus par l'inégalité de salaires qui est due aux différences de productivité car la rémunération se fait à la productivité marginale.

Les idées de Mill bien qu'annonçant la thèse socialiste quant à la redistribution ne font guère de lui un précurseur de la pensée socialiste. L'un des pionniers de la pensée moderne socialiste est l'économiste français Proudhon. Ce dernier, en 1840, s'oppose farouchement à l'exploitation ouvrière par le système de propriété. Pour lui, « la propriété c'est le vol » et c'est l'appropriation de la force collective par les capitalistes qui est à l'origine des inégalités de revenus. La plus grande critique de l'économie politique et de l'orthodoxie économique présentée par la branche classique est l'oeuvre de Marx (1862). Pour ce dernier, c'est le mode de répartition capitaliste qui est responsable des inégalités. Marx prédit la chute du capitalisme par l'instabilité de son évolution (baisse tendancielle du taux de profit). Le capitalisme sera donc renversé par un soulèvement des prolétaires et une instauration de leur dictature qui mettra fin à la misère du monde. Le problème du socialisme est en fait celui de la répartition et son but en économie est de parvenir aux lois qui régissent une répartition égalitaire et harmonieuse dans une société.

La crise de 1929 viendra atténuer l'opposition entre classiques et socialistes. De même, les idées de Keynes (1936) apporteront un tempérament aux controverses classiques - socialistes. Keynes considère en effet la vision classique du marché comme mode de régulation de l'activité économique mais recommande l'intervention de l'Etat pour rétablir les grands déséquilibres causés par les imperfections des mécanismes du marché. Cette théorie de l'interventionnisme de l'Etat dans la redistribution des revenus a aussi été défendu par les économistes de l'école du choix qui ont affirmé la nécessité de donner des moyens à l'Etat pour mettre sur pied un système de redistribution qui permette à la fois de ne pas trop perturber les mécanismes du marché et les incitations qu'il offre aux individus tout en préservant les vertus d'égalité.

Banerjee et Newman (1993), Galor et Zeira (1993), Aghion et Bolton (1997) mettront en évidence la relation négative entre la croissance et l'inégalité à travers la théorie de l'imperfection du marché du capital. D'après cette théorie, dans un pays caractérisé par une grande inégalité, seul un petit nombre d'individus ont la possibilité d'entreprendre des projets rentables (puisque l'accès à un projet dépend de la richesse initiale). Redistribuer les richesses

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d'un individu riche à un individu ayant un capital d'un montant juste inférieur au seuil est susceptible d'accroître le pourcentage total des individus qui investissent ce qui accélère indéniablement la croissance.

De manière heuristique, la polarisation requiert que les membres de la société soient classés en de groupes différents. Chaque groupe est caractérisé par la ressemblance des attributs de ses membres. Ces attributs diffèrent entre les groupes. Pendant que l'inégalité régionale s'intéresse à la distribution totale d'un indicateur régional particulier, la polarisation régionale assigne ces régions à une catégorie spécifique basée sur nombres de caractéristiques communes et mesure alors les différences entre ces catégories (Fedorov, 2002). Cet auteur veut ainsi montrer la nécessité de prendre des mesures qui, en plus des inégalités vont lutter efficacement contre la polarisation dont les conséquences sont plus aiguës sur la croissance et la pauvreté.

En effet, la polarisation est source d'instabilité et de violence politique dans la société. Il est plus difficile à l'Etat de maintenir la stabilité et la démocratie lorsque les majeures sources de gains économiques sont distribuées de manière inégale et surtout lorsque la société est polarisée. Il est possible que la réduction de l'inégalité conduise à moins de violence. Cependant, cette prédiction peut ne pas tenir si la baisse de l'inégalité est accompagnée d'une augmentation de la polarisation. Par conséquent, la polarisation est une source potentielle de nouvelles informations sur la distribution de richesse dans la société et son impact sur d'autres issues politiques et économiques telles l'instabilité, la croissance et le développement.

Alesina et Parotti (1993), par l'approche politico-économique²⁰ montreront qu'il y a une corrélation positive entre l'inégalité, la polarisation et le degré d'instabilité politique et aussi entre ces derniers et le niveau d'investissement. Ainsi, pour eux, la polarisation engendre l'instabilité politique, qui à son tour déprime le niveau d'investissement et donc retarde la croissance.

²⁰ Le modèle « d'économie politique » représentant la relation négative, résultant d'un processus de décision public, entre le taux de croissance de l'économie et le degré d'inégalité de la distribution du capital humain et/ou physique, et par conséquent celui de la distribution des revenus est représentatif de la première vague de travaux récents sur la relation entre la croissance, l'inégalité et la polarisation. Il a été initié par Bertola (1993), Alesina et Rodrick (1994) et Persson et Tabellini (1994).

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Persson et Tabellini (1994) ont, à leur tour, montré en utilisant le modèle politicoéconomique de croissance et intégrant les données statistiques de 56 pays pour la période 1960-1985, qu'il existait une relation négative entre l'inégalité, la polarisation et la croissance. En effet, la polarisation suscite des pressions de la couche la plus défavorisée de la société ce qui amène les autorités gouvernementales à adopter des politiques économiques populistes qui ne tiennent pas compte des droits de propriété et qui ne permettent pas une totale appropriation privée des bénéfices de l'investissement.

Cependant, l'approche politico-économique a été remise en question parce qu'il existe des pays où la distribution des revenus est inéquitable et polarisée mais pas d'instabilité politique. Les partisans de cette approche répondent à cette critique par le fait qu'il existe deux sortes de polarisation : la polarisation légitime c'est-à-dire celle qui est socialement acceptable et donc le degré varie selon les sociétés et la polarisation illégitime qui est souvent marquée par l'existence d'une pauvreté très rependue et qui est source d'instabilité. C'est cette dernière qui nuit à la croissance.

Les études empiriques relatives aux inégalités sont nombreuses. Elles nous permettent de réaliser à quel point les inégalités ont augmenté dans le monde et combien la pauvreté est devenue insoutenable.

Selon le Programme des Nations Unies pour le Développement (PNUD)²¹, à la fin des années quatre-vingt, la quasi-totalité des 60% les plus pauvres de la population mondiale, qui ne perçoivent que 5,6% du revenu mondial, vit dans les pays du Tiers-monde. Les 20% les plus pauvres ne se partagent que 1,4% du revenu mondial, alors que les 20% les plus riches, quasi-intégralement composés d'une population vivant dans les pays développés se partagent 82,7% de ce revenu. On assiste donc à de très fortes inégalités qui se sont accentuées depuis 30 ans : les 20% les plus riches de la population mondiale avaient en 1960 un revenu 30 fois supérieur à celui des 20% les plus pauvres, en 1995, ce rapport était de 82²². En 1997, les 225

²¹Programme des Nations Unies pour le Développement (1992), Rapport mondial sur le développement humain, Economica, p. 97 et suivante.

²²PNUD, (1998), Rapport mondial sur le développement humain, Economica, p.32

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plus grosses fortunes du monde représentent l'équivalent du revenu annuel des 47% d'individus les plus pauvres de la population mondiale (2,5 milliards de personnes).²³

On note à travers les travaux de Valier (2000), une forte augmentation de la pauvreté et de l'inégalité en Amérique Latine durant la décennie quatre-vingt. Ceci est due à la crise économique des années 80 qui a eut un triple effet : accroissement du nombre de pauvres faisant suite à la baisse des années 70, approfondissement de leur pauvreté, en particulier celle des couches déjà plus pauvres - la brèche de pauvreté se creuse - et l'accentuation des inégalités entre riches et pauvres et entre pauvres eux-mêmes.²⁴ Une étude de la Commission Economique pour l'Amérique Latine (CEPAL) de l'Organisation des Nations Unies (ONU) montre que durant les phases de récession des années 80, sur quinze cas observés en Amérique latine, les revenus des 40% les plus pauvres diminuent quinze fois tandis que ceux des 10% les plus riches augmentent dans huit cas.²⁵ Pour l'ensemble de l'Amérique latine, durant la décennie quatre-vingt, les 10% les plus riches de la population voient leur part dans le revenu augmenté de plus de 10% tandis que celle des 10% les plus pauvres diminue de 15%.²⁶

En Asie, dans les années 80, la croissance est encore forte. Par ailleurs, l'inégalité dans la répartition des revenus est beaucoup moins ample en Afrique qu'en Amérique latine.²⁷ Dans une étude réalisée à partir de données de la seconde moitié des années 80, la Conférence des Nations Unies sur le Commerce et le Développement (CNUCED) a classé les pays selon le degré d'inégalité dans la répartition des revenus. On voit donc que dans le groupe des pays le plus inégalitaire, où les 20% les plus riches reçoivent plus de 60% du revenu, et les 40% les plus pauvres, 10%, il y a quatorze pays tous africains ou latino- américain à l'exception de la Thaïlande, le Brésil arrivant en tête des inégalités. Au contraire, on constate que la plupart des pays d'Asie, Hong Kong, Singapour, Corée du Sud, Taïwan,

²³Ibid., p.33. Le chiffre est significatif même si l'on tient compte que dans un cas, il s'agit d'un stock, et l'autre de flux. Ces 225 fortunes se répartissent ainsi : 143 dans les pays de l'OCDE, 43 en Asie, 22 en Amérique latine et Caraïbes, 11 dans les pays arabes, 4 en Europe de l'Est et dans la CEI, 2 en ASS.

²⁴Les coefficients de Gini passent en Argentine de 0,365 en 1980 à 0,423 en 1990, au Brésil de 0,5944 en 1979 à 0,6331 en 1989.

²⁵ Les mêmes politiques qui aggravèrent la pauvreté, fournirent à ceux qui disposaient de revenus élevés des possibilités de s'enrichir, en souscrivant à des titres publics indexés au cours du Dollar.

²⁷ Les coefficients de Gini, en 1988, sont de 0,32 en Asie de l'Est, 0,31 en Asie du Sud, 0,44 en Afrique, 0,49 en Amérique latine.

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Indonésie, figurent dans les deux groupes les moins inégalitaires, où les 20% les plus riches reçoivent 40 à 50% du revenu, et les 40% les plus pauvres, 20%.

Les études de Giddens (2000) révèlent une augmentation des inégalités aux Etats-Unis entre 1960 et 1996. Pour cet auteur, cette recrudescence des inégalités est due aux changements technologiques, à l'accroissement démographique, aux changements du modèle de travail au sein des familles et à l'esprit des revenus financiers. Moins de 30% de l'augmentation des inégalités aux USA entre 1969 et 1992 sont liés aux inégalités entre les travailleurs.

En France, Fitoussi et Rosanvallon (1996) ont noté la présence des inégalités dans de nombreux domaines tels que l'emploi, la santé et le logement. Il faut noter en ce qui concerne les pays développés que la nette amélioration du niveau de bien-être cache une certaine persistance de l'inégalité. Ainsi, les inégalités existent dès la naissance, persistent tout au long de la hiérarchie professionnelle et se prolongent pendant les années de retraite.

Les inégalités dans les pays en développement et en particulier celles de l'ASS sont plus prononcées que dans les pays développés. Nombres d'études ont été axées sur les inégalités et la polarisation dans cette région. Nous pouvons citer entre autre celles de Lachaud (2005) au Burkina Faso qui note une réduction de l'inégalité de niveau de vie des ménages et des autres membres du groupe et l'amélioration du taux d'emploi par ménages.

Les études de Montaud (2002), qui analysent l'évolution des inégalités dans quatre pays de l'ASS, aboutissent aux résultats selon lesquels les composantes démographiques et les revenus primaires contribuent largement à renforcer les inégalités de vie urbaines alors que les revenus de transfert semblent jouer un rôle marginal.

Baye (2008) dans son étude, trouve que l'inégalité nutritionnelle et l'inégalité de revenu évoluent de manière contradictoire au Cameroun. Pour cet auteur, l'inégalité de nutrition a augmenté de 27 points de pourcentage pendant que l'inégalité de revenu a baissé de 2,7 points de pourcentage. Il trouve aussi que selon les deux dimensions (revenu et santé) considérées, les évolutions d'inégalité sont plus une inquiétude rurale qu'urbaine au Cameroun quoiqu'en termes de niveaux, l'inverse soit vrai dans la dimension revenu.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 53 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Baye et Fambon (2002) nous permettent dans leur étude sur la décomposition de l'inégalité dans la distribution du niveau de bien-être de constater de grandes inégalités dans la distribution des revenus associés aux faibles ratios de pauvreté au Cameroun.

Ainsi, l'inégalité, que l'on se place du côté des pays développés, en transition ou en développement, à eu une évolution similaire qui va de manière croissante. Cette évolution croissante est aussi marquée par une disparition progressive de la classe des revenus intermédiaires et une division bimodale des revenus, caractéristique de la polarisation.

Plusieurs études empiriques ont été faites pour mettre en exergue l'évolution de la polarisation au fil du temps. Ainsi, certaines études dédiées à l'inégalité dans les pays de Nafta,²⁸ ont alimenté les discussions non nécessairement sur l'inégalité mais sur l'évolution de la polarisation. D'après elles les changements dans la distribution des gains aux USA dans les années 80 et 90, sont caractérisés par une croissance des parts de revenus des ménages recevant les salaires les plus hauts et les plus bas. Ceci reflète donc l'acception populaire de disparition de la classe intermédiaire discutée ces dernières années, et qui est caractéristique du phénomène de polarisation.

Plus récemment, les observations similaires ont été faites sur la distribution de revenus dans les pays en transition. Il a été démontré que la distribution des revenus en Russie est devenue bimodale, avec un nombre assez important de la population groupé autour du niveau de revenu faible, une disparition de la classe médiane, et une augmentation de la classe des riches ; « les nouveaux Russes ».

La polarisation n'a pas été qu'un phénomène propre aux économies développées. Ainsi, Li (1996) dans son étude a montré que la chine est devenue une société polarisée en deux dimensions : rural-urbain et interne-côtier. En effet, les écarts internes-côtiers et ruraux- urbains sont devenus inquiétants en chine.²⁹ Modéré au début des reformes dans les années 1970, ils ont cru considérablement dans les années 1980 et 1990.

²⁸ North American Free Trade Agreement, anglicisme de ALENA (Accord de Libre-Echange Nord-Americain).

²⁹ Lyons, 1991 ; Tsui, 1991, 1996 ; Chen et Fleisher, 1996 ; Jian et al, 1996 ; Jalan et Ravallion, 1998 et Zhang et Kanbur, 1999).

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 54 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Alby (2006) dans son étude sur l'inégalité et la polarisation de l'économie formelle de la Côte d'Ivoire arrivera à la conclusion selon laquelle la polarisation a augmenté sur le marché de travail formel ivoirien et que la catégorie de travailleurs apparaît comme le déterminant principal du niveau de polarisation observé. Dans le même ordre d'idées, Awoyemi et al (2006) ont examiné l'évolution et l'origine de la polarisation, de la bipolarisation et de l'inégalité dans la distribution régionale du revenu par tête et comment ces derniers contribuent à la pauvreté au Nigeria. Leur étude montre une relation positive entre l'inégalité, la polarisation et la découverte des puits de pétrole au Nigeria. Au Ghana, par contre, Vanderpuye-Orgle (2002) montre que la polarisation est un phénomène spatial. Les résultats de son étude établissent que la population ghanéenne est regroupée et la polarisation y est croissante.

Baye (2008) note qu'en termes de niveaux, la polarisation est plus un problème urbain et semi urbain que rural au Cameroun. Cependant, l'évolution de ce phénomène montre une augmentation de la polarisation en milieu rural. Cet auteur vérifie que l'inégalité et la polarisation sont plus corrélées que distinct au Cameroun. La montée des comportements malsains tels la corruption et autres vices de la société camerounaise a favorisé la disparition de la classe des populations à revenus moyens, ce qui insinue une recrudescence du phénomène de la polarisation.

En outre, que ce soit dans les pays développés, en transition ou en développement, la polarisation est un phénomène réel qui prend de plus en plus de l'ampleur. Elle est souvent source de conflit et de rébellion (Garcia-Montalvo et Reynal-Querol, 2002) et son comportement de même que celui de l'inégalité vis à vis de la croissance détermine son aptitude à être combattu.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 55 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Tableau 6 : Récapitulatif de quelques travaux empiriques sur l'inégalité et la polarisation

Auteurs	Année	Travaux	Période	Pays	Mesures	Taux	Varia- tion
CNUCED	1988	Inégalité	Années 80	Asie de l'Est	Gini	0,32
				Asie du Sud	Gini	0,31
				Afrique	Gini	0,44
				Amérique latine	Gini	0,49
Canagarajah et al.	1997	Mesure de l'inégalité	1985-1992	Nigeria	Gini	44,9%	+6,8%
Valier	2000	Inégalité	1980-1990	Argentine	Gini	0,423	+0,158
Valier	2000	Inégalité	1980-1990	Brésil	Gini	0,633	+0,038
Hourriez et Roux	2000	Inégalité	1970-1997	France	Gini	0,25	-0,07
					Theil	0,11	-0,06
					A(-0,25)	0,12	-0,08
					A(0,25)	0,08	-0,04
INS	2002	Inégalité	1996-2001	Cameroun	Gini	0,408	+0,002
Baye et Fambon	2002	Inégalité	1984-1996	Cameroun	Gini	0,406	-0,016
Baye et Fambon	2002	Inégalité	1984-1996	Cameroun	Entropie	0,269	-0,029
Baye et Fambon	2002	Inégalité dans la distribution des niveaux de vie	1996	Cameroun	GE(1)	0,3170
					GE(0)	0,2694
					G(2)	0,4060
Vanderpuye- Orgle	2002	Inégalité, polarisation	1987-1998	Ghana	Gini	0,418	+0,036
Vanderpuye- Orgle	2002	Inégalité, polarisation	1987-1998	Ghana	GE(0)	0,300	+0,064
Andalon et Lopez-Calva	2002	Inégalité et polarisation	Années 90	Mexique	Gini	0,441	+0,072
					Theil	0,3 89	+0,048
					GE(0)	0,341	+0,086
					ZK	0,019	+0,00
					W	0,4 13	+0,028
Lachaud	2005	Inégalité	Années 80	Burkina Faso	Gini	0,472	+0,045
Alby	2006	Inégalité et polarisation	1999-2002	Côte d'Ivoire	Gini	0,539	-0,009
					CV	1,307	-0,108
					Theil	0,530	-0,038
					Wolfson	0,635	+0,006

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 56 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

En somme, la place qu'occupe le problème d'inégalité et de polarisation dans l'élaboration des politiques de lutte contre la pauvreté amène les chercheurs en économie, de même que la classe politique à s'interroger sur la manière la plus efficace de résorber ces derniers pour une efficience des politiques de redistribution adoptées. L'inégalité et la polarisation ont donc pris de l'ampleur sur la scénette internationale, le fossé entre riches et pauvres s'est profondément creusé au fil du temps. Les nouvelles théories qui mettent en exergue la relation négative entre l'inégalité, la polarisation et la croissance contrairement à l'ancienne conception font de l'inégalité et la polarisation des problèmes cruciaux de l'économie qu'il faille résoudre pour une meilleure équité dans le développement. La croissance des pays en développement, dont le Cameroun, est liée à une réduction des inégalités et de la polarisation.

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Comme nous l'avons souligné dans le chapitre précédent, plusieurs mesures on été proposées dans la littérature pour caractériser l'inégalité dans la distribution des revenus / dépenses. Nombres de ces mesures satisfont aux quatre premiers axiomes définis pour toute mesure appropriée d'inégalité à savoir l'indépendance à la moyenne, l'indépendance à la taille de la population, la sensibilité au principe de transfert Pigou-Dalton et la symétrie. Le cinquième axiome (la décomposition) n'est pas toujours satisfait par certaines mesures. La classe des indices d'entropie généralisée satisfait à cet axiome de part ses propriétés d'invariance à l'échelle et d'invariance à la reproduction (Shorrocks, 1980, 1984). Cowell (1995) montre que toute mesure qui satisfait tous les axiomes décrits plus haut, est un

La popularité de l'indice de Gini garantit son inclusion dans chaque étude d'inégalité. Cet indice, bien que très populaire ne peut être décomposable que lorsque les revenus des différents sous-groupes formés ne chevauchent pas. En d'autres termes, l'indice de Gini n'est

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décomposable que lorsque les revenus d'un sous-groupe inférieurs sont tous inférieurs à ceux de l'autre sous-groupe.

La mesure simple d'inégalité la plus largement utilisée est le coefficient de Gini. Celui-ci est basé sur la courbe de Lorenz ; cette courbe de fréquence cumulative qui compare la distribution d'une variable spécifique (exemple : le revenu, la dépense, etc.) à celle de la distribution uniforme qui représente l'égalité.

Pour construire la courbe de Lorenz, on représente les pourcentages cumulés des individus ou ménages (partant des pauvres aux riches) sur l'axe horizontal et les pourcentages cumulés des dépenses ou revenus sur l'axe vertical.

- L_x (p) est la courbe de Lorenz pour une distribution des dépenses (ou de revenu) x.

Elle indique le pourcentage des dépenses totales d'une société qui sont détenues par les p %

individus les plus pauvres. Sa définition formelle est la suivante pour des valeurs de percentiles p variant de 0 à 1 :

- est la fonction inverse de répartition des dépenses, la fonction de répartition

- k(p; ñ) est une fonction qui génère à différents percentiles p, des poids éthiques applicables aux distances entre les courbes de Lorenz et la ligne de 45°. Sa forme fonctionnelle³⁰ est donnée par :

³⁰ Cette forme fonctionnelle a été proposée par Yitzhaki (1983, 1994) et Donaldson et Weymark (1980).

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Plus la valeur de ñ est élevée, plus les poids éthiques se déplacent vers les percentiles p les plus faibles. Pour des valeurs de ñ tendant vers l'infini, on ne mesure la distribution des dépenses qu'à partir du sort réservé aux plus pauvres. Plus L_x (p) s'éloigne de p, plus G_x (p ) augmente.

Si ñ = 2, on obtient le coefficient de Gini standard³² qui est l'un des indicateurs

d'inégalité le plus utilisé et se calcule facilement à partir de la courbe de Lorenz. Par
définition et en terme de graphique, ce coefficient est définie par le rapport A (A + B),

A étant l'aire de la zone entre la diagonale d'égalité parfaite et la courbe de Lorenz et B l'aire de la zone à l'extérieur de la courbe de Lorenz. Certains auteurs proposent que l'on se contente d'une valeur approchée de ce coefficient en évaluant l'aire de la région délimitée par la courbe de Lorenz et la diagonale d'égalité parfaite qu'on multiplie par deux³³.

Une formule générale de calcul du coefficient de Gini pour une distribution de dépense entre n individus est donnée par l'expression suivante (Morrisson, 1996) :

des individus i et j. Le calcul du numérateur est plus aisé si l'on organise les informations
en une matrice carrée d'ordre (H*H) dont l'élément mesure la valeur absolue de la

Lambert (1993) a proposé une formule équivalente à la précédente dans le cas où n est suffisamment grand. Lorsque les unités de dépense sont classées par ordre croissant du niveau de dépense, cette formule est donnée par :

³¹ Pour une généralisation à deux paramètres de cette forme, voir Duclos (1997).

³² Si ce qui signifie que la répartition est complètement inégalitaire. Il est impossible d'avoir car si

tel est le cas, cela suppose qu'un des segments constituants la courbe de Lorenz aurait une pente non définie, ce qui est impossible, les pentes étant différentes de 0. Si G = 0 ce qui signifie que la répartition est égalitaire (il n'y a donc pas d'aspect de concentration).

³³ Les proportions cumulées varient de zéro à un et l'aire en dessous de la diagonale est égale à 1 2 ; d'où G = 2A =1- 2B

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Lerman et Yitzhaki (1989) ont démontré que le coefficient de Gini peut être calculé à partir de la covariance entre le niveau de revenu et leurs rangs. On a :

Une propriété intéressante du coefficient de Gini standard est qu'il est égal à la moitié de la moyenne normalisée de la distance moyenne entre tous les niveaux de vie. Ainsi, si le coefficient de Gini obtenu est de , l'interprétation est que la distance moyenne entre les

Le coefficient de Gini n'est pas décomposable ou additif en sous-groupes c'est-à-dire que le Gini total n'est pas égal à la somme des Gini des sous-groupes.

La classe des mesures d'entropie généralisée est donnée par la formule générale suivante :

Où est le nombre d'unité dans l'échantillon, ny_i est la dépense par équivalent adulte

Les valeurs des mesures GE varient entre 0 et 8, avec zéro représentant des niveaux de dépenses égales c'est-à-dire que toutes les dépenses sont identiques et les valeurs élevées de GE représentant des hauts niveaux d'inégalité. Le paramètre á dans la classe GE représente le poids donné aux distances entre dépenses à différentes parties de la distribution,

variations dans le voisinage de l'extrémité gauche de la distribution et pour des valeurs élevé de á, est plus sensible aux changements qui affectent le côté riche (extrémité droite).
GE

Les valeurs communément utilisées de á sont 0, 1 et 2. Ainsi, la valeur á = 0 accorde plus

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de poids aux distances entre les dépenses du voisinage de l'extrémité gauche de la distribution (faibles dépenses), á = 1 applique des poids égaux à travers la distribution, tandis que la valeur á =2 donne proportionnellement plus de poids aux écarts à l'extrémité droite de la distribution où les dépenses sont élevées.

- Pour á = 0, on a la déviation logarithmique moyenne. Elle est ainsi appelée parce qu'elle donne l'écart type de log(y). On a :

- La mesure GE avec le paramètre á = 2 devient la moitié du carré du coefficient de variation (CV). On a :

Cette mesure d'inégalité est décomposable exactement en groupes, ce qui est très utile dans notre étude. En effet, les mesures d'inégalité décomposables en groupes ont l'avantage d'être utilisées pour diviser une inégalité globale en inégalité au sein des différents groupes et les inégalités entre ces groupes afin d'identifier l'effet potentiel sur l'inégalité globale des stratégies visant à réduire les disparités entre ces groupes.

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La décomposition par sous-groupes requiert que l'inégalité totale soit liée de manière consistante aux sous-groupes dans la partition (Bourguignon, 1979)³⁵. La mesure d'inégalité pour toute la population doit être exprimable comme une moyenne pondérée de la même mesure pour les différents groupes (composante intra-groupe), plus la mesure d'inégalité pour toute la population où chaque membre reçoit le revenu moyen de son groupe (composante inter-groupe).

La décomposition de l'inégalité des dépenses par sources³⁶ de revenu est inappropriée dans cette étude puisque les données relatives aux dépenses dans nos deux bases de données sont insuffisantes pour étudier le niveau de vie.

Pour cette étude, nous allons mettre l'accent sur la déviation logarithmique de Theil GE(0), la mesure de Theil et la variance du logarithme des dépenses .

classe d'entropie généralisée peut s'exprimer comme la somme de l'inégalité inter-groupe (Iinter) et de l'inégalité intra-groupe .

³⁴ Nous n'utiliserons pas dans ici la décomposition dynamique qui décompose l'inégalité totale en trois composantes : l'effet d'allocation (qui est obtenu en faisant varier le nombre de ménages dans différentes partitions), l'effet revenu (qui vient des changements dans les revenus relatifs entre les partitions) et finalement l'effet d'inégalité pure (qui est obtenu en faisant varier l'inégalité à l'intérieur des partitions). L'arithmétique est ici compliquée pour certaines mesures, donc cette décomposition est de manière usuelle appliquée uniquement à GE(0) (Mookerjee et Shorrocks, 1982).

³⁵ D'autres formes de décomposition ont été proposées par des auteurs tels Chameni, 2006, Shorrocks, 1982, etc.

³⁶ La décomposition par source ne divise pas la population en plusieurs groupes. Elle divise plutôt le revenu de tout le monde en plusieurs sources. Dans ce cas, l'inégalité totale pourrait être divisée en somme pondérée d'inégalités par sources de revenu, en tenant compte explicitement ou implicitement de la covariance entre les sources de revenu.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 63 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Cowell et Jenkins (1995) ont montré que les composantes inter et intra groupes de l'inégalité sont liées à l'inégalité totale par la relation simple suivante :

Par conséquent, ils ont suggéré une mesure synthétique , du montant de l'inégalité

expliqué par les différences entre groupes avec une caractéristique particulière ou un

Ainsi, nous pouvons conclure que si de l'inégalité totale est expliquée par les
x%

inégalités inter-groupes, alors (100 - x)% est expliquée par les inégalités intra-groupes (Cowell et Jenkins, 1995 ; et Ahuja et al, 1997). En augmentant le nombre de partitions, nous pouvons mettre en évidence les effets d'un grand nombre de facteurs.

Foster et Wolfson (1992) et Wolfson (1994) ont proposé un indice de polarisation (W ) lorsqu'ils discutaient des différences conceptuelles entre polarisation et inégalité.

L(0,5) est la part de revenu de la moitié inférieure de la population (la population est divisée en deux groupes séparés par la valeur médiane) et est le ratio de la médiane sur la

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Wolfson (1994) normalise l'indice arbitrairement de sorte qu'il prend des valeurs entre

Estéban, Gradin et Ray (1999) note que la mesure de Foster et Wolfson est la transformation de l'indice EGR si les groupes adjacents sont de même taille.

Où u * est le revenu moyen corrigé (u* = u(1 - Gini)). est le revenu moyen de la

La polarisation maximale serait ainsi atteinte lorsque la moitié de la population possède un revenu nul et l'autre moitié possède deux fois la moyenne.

Duclos, Estéban et Ray (2004) ont développé la théorie de la mesure de la polarisation où les distributions sont décrites par les fonctions de densité.

Ces auteurs partent des lacunes que présente la mesure Estéban-Ray (ER). La mesure

ER est basée sur un ensemble fini et discret des groupes de revenu situé dans un espace ambiant continu des valeurs de revenu possibles. Ceci génère deux problèmes majeurs : l'un conceptuel et l'autre pratique. Au niveau conceptuel, la mesure ER présente une discontinuité désagréable due au fait qu'elle est basée sur une population distribuée sur un nombre de points discrets et distincts. La difficulté pratique est que la population est supposée avoir déjà été concentrée dans des groupes appropriés. Cette caractérisation rend la mesure moins utile pour plusieurs problèmes intéressants.

La mesure DER est une extension naturelle de la mesure ER dans le cas des distributions continues. Elle résout par conséquent les deux problèmes posés par la mesure ER et est donnée par :

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 65 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Avec f(.) la fonction de densité de la distribution, x et y sont les niveaux de dépenses de deux individus tels que l'individu situé à x ressente une aliénation monotonique à la distance x - y vis-à-vis de l'autre localisé ày.

Un individu localisé à un niveau de dépense x éprouve un sens d'identification qui dépend de f(x) la densité de x.

T(i, a) est une fonction non négative qui représente l'antagonisme de x envers y (sous f), avec i=f(x) et a= x-y.

proportionnelle de tous les antagonismes effectifs. En effet, en contraste avec l'inégalité, les indices de polarisation doivent être caractérisés par leur sensibilité locale à l'interaction entre l'aliénation et l'identification qui forme ce que Duclos, Esteban et Ray appellent « antagonisme » (Araar, 2008).

Cependant, la mesure à ce stade n'est ni très utile, ni opérationnelle bien qu'elle

prenne en compte la structure identification-aliénation. Tout dépend en fait de la forme fonctionnelle de T. Celle-ci dépend des quatre axiomes suivants :

AXIOME 1) Si la distribution est composée d'une seule densité de base, alors la compression de cette dernière ne peut augmenter la polarisation.

Soit f une densité de base avec la moyenne u et soit ë? [0;1], la ë-compression de

Cet axiome présente cependant une ambiguïté parce que la compression à ce niveau crée la réduction de l'aliénation interpersonnelle mais augmente l'identification pour la mesure positive des agents localisés au centre de la distribution. L'ancien impact positif sur la polarisation peut donc être contré par le nouvel impact négatif.

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AXIOME 2) Si une distribution symétrique est composée de trois densités de base avec la même racine et des supports mutuellement disjoints, alors une compression symétrique des densités situées aux extrémités ne peut réduire la polarisation.

Cet axiome argumente qu'une compression « locale » (opposée à la compression « globale » de la distribution totale de l'axiome 1) ne doit pas baisser la polarisation. A ce stade, il y a un écart explicit par rapport à la mesure de l'inégalité.

AXIOME 3) Si une distribution symétrique est composée de quatre densités de base avec la même racine et des supports mutuellement disjoints, alors un élargissement vers l'extérieur des deux densités du milieu (en gardant toujours tous les supports disjoints) augmentera la polarisation.

Cet axiome n'est rien d'autre que le simple principe d'invariance à la population. Il stipule que lorsqu'une situation exhibe une grande polarisation que l'autre, il doit continuer de l'être si la population dans les deux situations augmente ou baisse d'un même montant, en maintenant les distributions relatives inchangées.

La mesure P, telle que décrite plus haut satisfait les axiomes 1 à si et seulement si

Avec á ? [0.25, 1]. Les auteurs montrent que pour satisfaire les axiomes précédents, le degré du paramètre de sensibilité à la polarisation doit être compris entre 0,25 et 1. plus ce paramètre est grand, plus large est l'écart entre l'indice DER et le coefficient standard de Gini et vice versa. Il est vérifié que la mesure DER est égale au coefficient de Gini lorsque le paramètre á est fixé à 0.

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En associant les questions d'inférence statistique à l'estimation de la mesure DER, on obtient :

Supposons alors que nous voulons estimer en utilisant un échantillon aléatoire

paramétrique en utilisant les procédures d'estimation à noyau³⁷. Ces procédures utilisent une
fonction à noyau symétrique définie telle que et (Le noyau

Gaussien est utilisé dans l'illustration). L'estimateur est alors défini par :

pour sélectionner un h optimal consiste à minimiser l'erreur carrée moyenne de l'estimateur étant donné la taille de l'échantillon n. Une formule de routine qui peut être utilisée dans ce contexte est :

Facilement calculée, cette formule donne bien avec la distribution normale dès lors qu'elle ne peut s'éloigner de plus de 5% du qui minimise vraiment l'erreur carrée

³⁷ La littérature sur l'estimation de la densité à noyau est large - voir par exemple Silverman (1986), Härdle (1990) et Pagan et Ullah (1999).

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moyenne. Pour un compression plus grande (plus de 6%), la formule approximative la plus robuste de est donnée par :

Où IQ est l'interquartile et ó_ln la variance des logarithmes des dépenses. Le produit ( ( à ) ( ))

L'analyse de la distribution des dépenses, ici, est basée sur les données des enquêtes ECAM I la Direction de la Statistique et de la Comptabilité Nationale (DSCN) du Cameroun (DSCN, 1997a, 1997b, 2002) et d'ECAM II réalisée par l'Institut National de la Statistique (INS, 2002).

Les données relatives aux dépenses nominales provenant de ces enquêtes sur les régions sont converties en termes réels en les corrigeant dans le temps et l'espace et par rapport à une région et à une période donnée. La réalisation de cet exercice nécessite non seulement que les différentes bases de données soient comparables du point de vue de la méthode de sondage, mais qu'on ait également la possibilité de neutraliser rigoureusement l'effet de l'inflation par l'utilisation d'indices des prix régionaux et temporels dans le but de tenir compte de la variation du niveau de vie d'une région à une autre et d'une période à une autre.

L'Enquête Camerounaise auprès des Ménages de 1996 (ECAM I) est la deuxième enquête de grande envergure réalisée par la DSCN du Cameroun après l'EBC de 1983 / 84. Elle a duré trois mois, couvrait les dix provinces du pays et concernait un échantillon de 1 731 ménages urbains et ruraux. Elle visait trois principaux objectifs à savoir mesurer les effets de la crise et de mesures d'ajustement sur le niveau et les conditions de vie des ménages ; établir

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les interrelations entre les dimensions des niveaux de vie ; et analyser les tendances et les évolutions par rapport aux autres sources de données.

Il s'agissait d'une enquête stratifiée à deux degrés à Yaoundé et à Douala et à trois degrés dans les autres villes du pays avec la distinction urbaine-rurale.

La comparaison de l'inégalité et de la polarisation entre 1996 et 2001 doit partir de la comparaison entre ECAM I et ECAM II³⁸ . Une première étape doit consister à structurer de la même façon les deux bases de données.

³⁸ La comparaison entre ces deux bases de données a été réalisée par l'Institut National de la Statistique avec l'assistance d'une mission de la Banque Mondiale du 17 juin au 1^er juillet 2002.

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Les dépenses entre les différentes périodes doivent être ramenées à la même base. Les données de 2001 ont été retraitées de manière à considérer la même période de collecte qu'en 1996, soit sept jours dans chaque milieu (urbain et rural). Un facteur multiplicatif d'oubli³⁹ a été utilisé pour corriger les déclarations des ménages ruraux.

Concernant les dépenses de non consommation entre ces deux enquêtes, les dépenses similaires collectées sur la même période de référence et basées sur la taille d'échantillon ont été regroupées et calibrées par un indicateur de niveau de vie de la population. Les dépenses ayant un niveau élevé de disparité entre ces périodes d'enquête n'ont pas été pris en compte par cet indicateur. Rendues comparables, les dépenses ont été corrigées des fluctuations temporelles et spatiales des prix. L'année 2001 a été considérée comme année de référence de part sa crédibilité. Pour égaliser les dépenses de 96 à celles de 2001, l'indice des prix temporel a été construit en considérant le mois d'octobre 2001 comme mois de référence (INS, 2002).

Sur le plan spatial, la ville de Yaoundé a été retenue comme région de référence pour les deux enquêtes. Pour déflater les dépenses, l'indice spatial de 2001 a été utilisé pour les deux opérations, sous l'hypothèse que le coût de la vie relatif entre les différentes régions ne s'est pas beaucoup modifié. L'indice de Paasche a été utilisé pour déflater les dépenses utilisées pour la comparaison au niveau des régions, parce qu'il tient compte des pondérations de chaque régions (INS, 2002).

Pour tenir compte de la taille des ménages, l'échelle d'équivalence RDA (Recommended Dietary Allowances)⁴⁰ qui pondère le niveau de consommation de l'individu avec l'âge et le sexe a été préférée aux autres échelles.

Les résultats empiriques, ici, seront obtenus en utilisant le logiciel d'analyse de distribution DAD version 4.5, développé par les chercheurs du CREFA de l'Université Laval (Duclos et al., 2000 ; Duclos et Araar, 2004). DAD est un logiciel qui facilite les analyses et les comparaisons de bien-être, d'inégalité, de la pauvreté et de l'équité entre les distributions

³⁹ Selon Chris Scott, après trois jours, il faut corriger les dépenses par un facteur d'oubli de 2,9% par jour (INS, 2002).

⁴⁰ Pour plus de précisions, voir ECAM II : Document de méthodologies ; Tome 4, INS, 2002.

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de niveaux de vie. Ses caractéristiques incluent l'estimation d'un large nombre d'indices et de courbes qui sont importants pour des comparaisons des distributions de même que la provision des erreurs types asymptotiques qui permettent l'inférence statistique. Ses caractéristiques incluent aussi les statistiques descriptives de base et fournissent des simples estimations non paramétriques des fonctions de densité et de régression.

En somme, notre étude utilise un indicateur de bien-être qui intègre toutes les catégories de dépense des ménages. Ceci étant, la dépense par équivalent-adulte est un estimateur fiable du revenu des ménages. Parmi les mesures utilisées pour l'inégalité, nous accordons plus de poids à la classe d'entropie de part sa complète décomposabilité. Plus de poids sont accordés à la classe des mesures Duclos-Esteban-Ray qui prend en compte la structure identification-aliénation chère à la polarisation. Elle se distingue des autres mesures par son approche axiomatique et son obéissance à l'ensemble des propriétés désirables des mesures de polarisation. Il s'agit du fait qu'elle soit définie sur une fonction continue de revenu, elle ne requiert pas que les groupes soient identifiés par un revenu fixe, elle est normalisée par la taille de la population et peut être normalisée par l'échelle de revenu. Ceci facilite les comparaisons entre les distributions pour tout phénomène de distribution comme la pauvreté, l'inégalité et la polarisation. Le logiciel DAD 4.5 nous donne les résultats empiriques nécessaires pour notre analyse

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Nous traitons dans cette section l'évolution de l'inégalité et de la polarisation sur la période 1996-2001 en utilisant des mesures basées sur les dépenses⁴¹.

Le Tableau 7 présente les dépenses totales réelles par équivalent adultes des ménages, les mesures d'inégalité et de la polarisation pour les périodes 1996 et 2001.

Pour l'ensemble du pays, les dépenses totales⁴² réelles par équivalent adultes des ménages ont augmenté d'environ 15% suivant ainsi la reprise de la croissance du PIB du pays amorcée après la dévaluation de 1994. La répartition régionale suit la même tendance.

⁴¹ Une alternative serait de mesurer l'inégalité et la polarisation des revenus ou autres actifs qui sont plus efficients que la consommation (donnée par la dépense). Cependant, le revenu comme ces autres actifs sont difficiles à être quantifiés et leurs données ne sont pas disponibles dans ECAM I et ECAM II. En plus, la consommation dans certains cas peut être une mesure plus appropriée du niveau de bien être d'un individu.

⁴² Celles-ci sont calculées en fonction de la moyenne des dépenses mensuelles des ménages urbains et ruraux.

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Notes : -Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types et les valeurs entre crochets sont les z-statistiques. -Pour un test bilatéral 2001-1996, les valeurs critiques pour la z-statistique sont : 1,645 à 10%, 1,96 à 5% et 2,576 à 1%.

-Les différences marquées de *, ** et *** sont respectivement significatives à 10%, 5% et 1%.

Source : Les calculs sont effectués par l'auteur sur la base des enquêtes ECAM I et ECAM II, réalisées respectivement par la DSCN et l'INS.

L'inégalité tout comme la polarisation sont des phénomènes réels au Cameroun. Le coefficient standard de Gini (ñ = 2) pour le pays est estimé à 0,4062 en 1996 et à 0,4078 en

2001. L'indice de Foster-Wolfson estimé à 0,3325 en 1996 et à 0,3466 en 2001 rassure de la présence du phénomène de polarisation dans la distribution des dépenses au Cameroun (Tableau 7). Plus les valeurs de ces mesures tendent vers zéro, moins inégale ou moins polarisée est la distribution des dépenses, alors que lorsque ces valeurs tendent vers un, plus inégale et plus polarisée est la distribution des revenus.

La valeur du coefficient standard de Gini de 0,4062 en 1996 implique que la distance entre les niveaux de vie au Cameroun est de l'ordre de 82% de la moyenne du niveau de vie standard du pays. En 2001, cette valeur s'élève à 0,4078 témoignant ainsi une légère augmentation de l'inégalité dans l'ensemble. Cependant, l'inégalité n'est pas un phénomène très poussé au Cameroun comparativement aux autres pays en développement. Les valeurs du

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coefficient de Gini de 0,4062 en 1996 et de 0,4078 en 2001 et des indices de Theil de 0,3174 en 1996 et de 0,3163 en 2001 montrent que le Cameroun possède une distribution assez égalitaire lorsqu'il est comparé aux autres pays de l'ASS tels que la Côte d'Ivoire et le Ghana dont les coefficients de Gini respectifs sont estimés à 0,530 en 2002 et 0,454 en 1998 (Alby, 2006 ; Vanderpuye-Orgle, 2002).

Par ailleurs, en dehors de l'indice de Theil (á = 1), toutes les autres mesures d'inégalité considérées montrent que l'inégalité des dépenses totales par équivalent adulte a augmenté au Cameroun sur la période 1996-2001. Le coefficient de Gini montre une augmentation moins importante (+0,39%) que celle fournies par les mesures d'inégalité de la classe d'entropie. La déviation logarithmique de Theil fournit le pourcentage le plus

élevé d'augmentation en valeur absolue (+6,76%) suivie de la variance du logarithme GE(2) qui procure une augmentation de +2,09%. Ceci indique que l'augmentation de l'inégalité est obtenue soit lorsque l'on accorde plus de poids aux dépenses situées en bas de la distribution, soit lorsque l'on accorde plus d'importance aux dépenses situées en haut de la distribution. Cependant, les variations dans ce dernier cas sont moindres.

En ce qui concerne la polarisation, les indices de Foster-Wolfson et de DuclosEsteban-Ray nous montrent que c'est un phénomène présent au Cameroun. Les valeurs de ces indices toutes plus proche de 0 que de 1 prouvent que le phénomène est encore dérisoire au Cameroun (W = 0,3325en 1996 et W = 0,3466 en 2001, en 1996 et

Comparativement aux autres pays de l'ASS et de l'Amérique latine tels que la Côte d'Ivoire et le Mexique dont les valeurs de l'indice Foster-Wolfson sont respectivement 0,635 et 0,413, le Cameroun est moins polarisée en terme de dépenses.

La mesure Foster-Wolfson fait état d'une augmentation de la polarisation au Cameroun de 1996 à 2001 (+4,24%). La polarisation évoluant ainsi dans le même sens que l'inégalité. Les mesures Duclos-Esteban-Ray pour á = 0,5 et á = 1 quant à elles nous indiquent plutôt une baisse de la polarisation durant cette période (-1,67% et -5,16% respectivement). Ces résultats nous montrent une différence dans les sens de variation de l'inégalité et de la polarisation. En valeur, le coefficient de Gini et tous les indices d'entropie sont supérieurs à l'indice Duclos-Esteban-Ray quelle que soit la valeur du paramètre á et

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l'année considérée. Ceci témoigne de l'ampleur de l'inégalité face à la polarisation au Cameroun. Duclos et al. (2004) montrent que la corrélation entre l'ordre de classement des entités baisse clairement lorsque la distance entre les paramètres d'aversions a augmente⁴³. Pour eux, la polarisation et l'inégalité sont naturellement corrélés, mais sont aussi empiriquement distincts. Plus encore, l'étendue avec laquelle les comparaisons de la polarisation ressemblent à celles de l'inégalité dépend du paramètrea, qui capture essentiellement l'ampleur de l'effet d'identification.

Au regard de l'indice Foster-Wolfson, du coefficient de Gini et de la classe d'entropie pour a = 0 et 2, on assimilerait la polarisation à l'inégalité de part leur évolution. En fait ces

deux phénomènes augmentent simultanément si l'on considère le coefficient de Gini (de
0,2722 en 1996 à 0,2906 en 2001), les mesures d'entropie lorsque plus de poids sont accordés
aux extrémités de la distribution ( varie de 0,2722 en 1996 à 0,2906, varie de

0,5442 en 1996 à 0,5556 en 2001) et la mesure de Foster-Wolfson (Wvarie de 0,3325 en 1996 à 0,3466 en 2001).

V.3. Variation de l'inégalité et de la polarisation au Cameroun entre 1996

V.3.1. Evolution des dépenses totales selon les milieux de résidence au Cameroun

Le milieu de résidence du chef de ménage peut constituer un déterminant important d'inégalité et de la polarisation des dépenses par équivalent adulte. Les populations sont divisées suivant leurs différents milieux de résidence : les populations urbaines et les populations rurales. Les données des enquêtes ECAM I et ECAM II nous amènent à constater une large concentration des revenus entre les mains de la population urbaine (Tableau 8 et Figure 4)

En 1996, la population urbaine qui ne représentait que 34,89% de la population totale détenait plus de 128% de la moyenne des revenus du pays estimés ici par la dépense moyenne par équivalent adulte. La population rurale plus nombreuse (65,11%) n'avait droit qu'à 81,84% de la moyenne des dépenses. Le ratio urbain / rural des dépenses égale à 1,777 témoigne d'un grand écart des revenus entre les populations urbaines et rurales. Ce ratio se

⁴³ En fait, le coefficient standard de Gini (p = 2) peut être assimilé à la valeur ; cependant, les

arguments de cette mesure ne peuvent exister pour a p 0,25 (Duclos et al, 2004).

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trouve modéré en 2001 (1,566 en 2001 contre 1,777 en 1996) mais cache une recrudescence de la part des dépenses des populations urbaines qui détiennent 128,17% de la moyenne des dépenses contre seulement 78,65% destinées aux populations rurales qui constituent 65,2 1% de la population totale (Tableau 8 et Figure 4).

Tableau 8 : Evolution de la dépense moyenne par équivalent-adulte selon les milieux de
résidence au Cameroun entre 1996-2001

Figure 4 : Evolution de la dépense moyenne par équivalent-adulte selon les milieux de
résidence au Cameroun entre 1996-2001

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V.3.1.1. Inégalité selon les milieux de résidence au Cameroun entre 1996 et

Les données du Tableau 9 montrent, au regard du coefficient de Gini, que l'inégalité des dépenses totales qui valait 40,62% en 1996 a augmenté légèrement par la suite pour se situer à 40,78% en 2001. Les estimateurs de ce coefficient montrent en général que l'inégalité est plus élevée en milieu urbain (0,4490 en 1996 et 0,4060 en 2001) qu'en milieu rural (0,3459 en 1996 et 0,3690 en 2001).

En 1996, les valeurs du coefficient de Gini indiquent que l'inégalité est plus élevée en milieu urbain (44,90%) que dans le pays tout entier (40,62%). En 2001, elle est restée sensiblement la même en milieu urbain et le pays dans l'ensemble. En milieu rural par contre, l'inégalité a toujours été faible comparativement à tout le pays. L'on remarque aussi aisément que l'inégalité a fortement baissé en milieu urbain entre 1996 et 2001 (-9,6%) mais a augmenté en milieu rural (+6,7%). Celle-ci s'est accrue dans le pays pris dans l'ensemble quoique cette augmentation reste faible (+0,4%).

Le Tableau 9 nous fournit aussi une décomposition de la classe des indices d'entropie en composantes intra et inter groupes en utilisant les valeurs 0, 1 et 2 pour le paramètre d'aversioná. D'après cette classe, l'inégalité totale est passée de 0,2722 en 1996 à 0,2906 en 2001, soit une augmentation de 6,8% si l'on accorde plus de poids aux dépenses situées au bas de la distribution(á = 0). La composante inter-groupe ici qui captait 9,73% de l'inégalité

des dépenses totales en 1996 a augmenté d'environ trois points de pourcentage en 2001. La composante intra-groupe a connu une décroissance d'environ trois points de pourcentage (de 90,27% en 1996 à 87,32% en 2001).

Si les mêmes poids sont accordés aux dépenses le long de la distribution(á = 1), la classe nous fait état plutôt d'une diminution dans l'inégalité totale (-0,3%). La

composante inter milieux captait environ 8,6% de l'inégalité des dépenses totales par équivalent adulte en 1996 et a augmenté de plus de trois points de pourcentage en 2001. La composante intra-milieu a connu une baisse passant de 0,914 en 1996 à 0,8796 en 2001, soit une diminution marginale de plus de deux points de pourcentage sur la période de l'étude.

Tableau 9 : Evolution de l'inégalité selon les milieux de résidence au Cameroun en 1996 et 2001

Milieux	Proportion de population			Gini (p = 2)			GE(0)			GE(1)			GE(2)
Milieux	1996	2001		1996	2001	A(%)	1996	2001	A(%)	1996	2001	A(%)	1996	2001	A(%)
Urbain	0,3489 (0,0428)	0,3479 (0,0235)	Contribution absolue GE (a) j				0,1181 (0,0166)	0,0968 (0,0078)	-18,0	0,1740 (0,0272)	0,1547 (0,0136)	-11,1	0,3787 (0,0825)	0,3838 (0,0521)	+1,3
			Contribution relative				0,4339 (0,0489)	0,3332 (0,0259)	-23,2	0,5483 (0,0564)	0,4890 (0,0274)	-10,8	0,6959 (0,0547)	0,6908 (0,0318)	-0,7
			Urbain	0,4490 (0,0203)	0,4060 (0,0096)	-9,6	0,3384 (0,0308)	0,2783 (0,0132)	-17,8	0,3763 (0,0397)	0,3207 (0,0206)	-14,8	0,6178 (0,0932)	0,5741 (0,0653)	-7,1
Rural	0,6511 (0,0428)	0,6521 (0,0235)	Contribution absolue GE (a) j				0,1276 (0,0212)	0,1569 (0,0117)	+23,0	0,1161 (0,0246)	0,1236 (0,0078)	+6,5	0,1371 (0,0386)	0,1320 (0,0108)	-3,7
			Contribution relative				0,4688 (0,0685)	0,5400 (0,0287)	+15,2	0,3657 (0,0804)	0,3906 (0,0301)	+6,8	0,2519 (0,0396)	0,2376 (0,0127)	-5,7
			Rural	0,3459 (0,0274)	0,3690 (0,0086)	+6,7	0,1960 (0,0310)	0,2407 (0,0161)	+22,8	0,2160 (0,0367)	0,2387 (0,0115)	+10,5	0,3090 (0,0641)	0,3212 (0,0203)	+3,9
Inégalité inter groupe			GE (a) j				0,0265 (0,0011)	0,0369 (0,0008)	+39,2	0,0273 (0,0008)	0,0381 (0,0005)	+39,6	0,0284 (0,0004)	0,0398 (0,0001)	+40,1
Inégalité inter groupe			Contribution relative				0,0973	0,1268		0,0860	0,1204		0,0522	0,0716
Inégalité intra groupe			GE (a) j				0,2457 (0,0504)	0,2538 (0,0240)	+3,3	0,2901 (0,0299)	0,2782 (0,0153)	-4,1	0,5158 (0,0786)	0,5158 (0,0527)	+0,0
Inégalité intra groupe			Contribution relative				0,9027	0,8732		0,9 140	0,8796		0,9478	0,9284
Cameroun	1 (0)	1 (0)	GE (a) j	0,4062 (0,0169)	0,4078 (0,0078)	+0,4	0,2722 (0,0227)	0,2906 (0,0141)	+6,8	0,3174 (0,0300)	0,3 163 (0,0154)	-0,3	0,5442 (0,0786)	0,5556 (0,0527)	+2,1

Note : Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types et A(%) représentent des variations en pourcentage.

Source : Les calculs sont effectués par l'auteur sur la base des enquêtes ECAM I et ECAM II, réalisées respectivement par la DSCN et l'INS.

Lorsque l'on accorde maintenant plus de poids en haut de la distribution (á = 2), la classe nous montre que l'inégalité dans l'ensemble s'est accrue d'un pourcentage de

2,1% ( est passée de 0,5442 en 1996 à 0,5556 en 2001). L'inégalité inter groupe qui

représentait 5,22% en 1996 a augmenté en 2001 pour atteindre 7,16%. L'inégalité intra groupe a baissé de près de deux points de pourcentage durant la période.

En 1996, le milieu urbain ne représentant que 35% de la population totale détenait plus de 128% de la moyenne des dépenses totales et contribuait de 43, 55 à 70 points de pourcentage à l'inégalité intra milieu conformément aux trois valeurs du paramètreá.

En 2001, ce milieu dont la population est restée sensiblement la même détenait près de 140% de la moyenne des dépenses totales et a contribué de 33, 49 à 69 points de pourcentage à l'inégalité intra groupe (pour des valeurs de á = 0, 1 et 2). Les estimateurs de la classe GE

ici, nous indiquent que l'inégalité a fortement baissé dans le milieu urbain et ceci de manière grandiose si l'on accorde plus de poids au bas de la distribution.

Le milieu rural quant à lui, plus fourni en termes de population (plus de 65%) ne détenait qu'environ 82% de la moyenne des dépenses. Cette part s'est détériorée en 2001 passant ainsi à 79% alors que la population est restée sensiblement la même. La contribution du milieu rural à la composante intra zonale décroît en 1996 selon que l'on accorde plus de poids au bas ou en haut de la distribution. Elle sera ainsi de 46,88% pour á = 0, elle devient 36,57% pour á = 1 et 25,19% pour á = 2. Cette tendance à la baisse reste vérifiée en 2001 où pour á = 0, la contribution est de 54% ; elle passe à 39,06% lorsque á = 1 et si á = 2, elle baisse à 23,76%

Les composantes de l'inégalité entre ces deux différents milieux restent très faibles en 1996 (9,73% pour á = 0, 8,60% pour á = 1 et 5,22% pour á = 2). Celles-ci augmentent légèrement en 2001 (12,68% pour á = 0, 12,81% pour á = 1 et 7,16% pour á = 2) mais restent cependant très faibles. Ceci montre que toute mesure de politique économique visant à égaliser les revenus ou les dépenses entre ces deux régions sera insignifiante dans la modification de l'inégalité totale. Les composantes intra-milieux quoique ayant baissé entre 1996-2001 (quel que soit la valeur attribuée à á) restent fortes (supérieures à 87%). Ceci

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révèle l'efficience de toute mesure de réduction de l'inégalité totale dont l'objectif serait orienté vers la réduction de l'inégalité à l'intérieur des différents milieux

Dans les sections précédentes, nous avons traité de l'évolution de l'inégalité sur la période 1996-2001. Maintenant, nous nous tournons vers le phénomène de polarisation durant la même période. Pour cette fin, nous utilisons les mesures Foster-Wolfson et DuclosEsteban-Ray basées sur la dépense des ménages, et centrons notre analyse sur le Cameroun comme un tout en addition aux milieux ruraux et urbains (Tableau 10).

Les résultats des mesures de la polarisation entre les milieux urbains et ruraux récapitulés dans ce tableau font état d'une importance relative de ce phénomène dans les deux différents milieux au Cameroun. La polarisation est plus développée en milieu urbain qu'en milieu rural. Les valeurs des différentes mesures utilisées le prouvent. En 1996, la valeur de la mesure Foster-Wolfson qui n'est que de 0,28 10 en milieu rural est de 0,4132 en milieu urbain. La polarisation est plus poussée en milieu urbain que dans le pays entier (0,3325). En 2001 ces grandeurs sont sensiblement les mêmes, la polarisation ayant baissé en milieu urbain alors qu'elle augmente dans le pays tout entier et dans la zone rurale. On note tout de même une faiblesse relative de la polarisation en milieu rural par rapport au pays entier. Les mesures Duclos-Esteban-Ray nous montrent aussi une portée importance de la polarisation en milieu urbain par rapport non seulement au milieu rural mais aussi au pays tout entier. Cette affluence n'est pas aussi large que lorsque l'on mesure la polarisation par l'indice FosterWolfson. Les écarts ne varient en général que de l'ordre d'un à deux points de pourcentage. La faiblesse de la polarisation reste observée en milieu rurale quel que soit la valeur attribuée

L'examen minutieux du Tableau 10 indique une différence dans l'évolution de la polarisation au Cameroun selon que l'on utilise comme mesure l'indice Foster-Wolfson où les mesures Duclos-Esteban-Ray.

Tableau 10 : Evolution de la polarisation au Cameroun selon les milieux de résidence en 1996 et 2001

Notes : -Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types, les valeurs entre crochets sont les z-statistiques, Asig représente les différences et A(%) représente de

-Pour un test bilatéral 2001-1996, les valeurs critiques pour la z-statistique sont : 1,645 à 10%, 1,96 à 5% et 2,576 à 1%. -Les différences marquées de *, ** et ** * sont respectivement significatives à 10%, 5% et 1%.

Source : Les calculs sont effectués par l'auteur sur la base des enquêtes ECAM I et ECAM II, réalisées respectivement par la DSCN et l'INS.

Ainsi, d'après la mesure Foster-Wolfson, la polarisation s'est accrue au Cameroun entre 1996 et 2001, passant de 33,25% à 34,66%, soit une augmentation de +4,24% du niveau de polarisation de 1996. Son évolution est donc similaire à celle de l'inégalité durant la même période lorsque cette dernière est mesurée par le coefficient de Gini et la classe des mesures d'entropie pour les valeurs de paramètre á = 0 et 2. Cependant, considérant la mesure DER

respectivement pour á = 0,5 et 1, la polarisation a relativement baissé au Cameroun
( ) varie de 0,2462 en 1996 à 0,2422 en 2001 et régresse de 19,76% à

18,74% pendant la même période). Cette baisse est donc beaucoup plus forte (-5,16%) lorsque la population a une aversion forte à la polarisation (á = 1).

La différence dans l'évolution de la polarisation étant données les mesures se ressent aussi dans le milieu rural. La valeur de l'indice Foster-Wolfson indique une forte augmentation de la polarisation en milieu rural (+14,77%). L'augmentation reste faible pour la mesure DER lorsque á = 0,5, la mesure variant ainsi de 22,3 1% en 1996 à 22,65% en

2001. On note plutôt une baisse dans la polarisation lorsque le paramètre d'aversion augmente c'est-à-dire lorsque á = 1 ; ceci contrairement à l'évolution de l'inégalité qui augmente dans ce milieu quel que soit la mesure considérée.

En milieu urbain par contre, la polarisation baisse durant la période quel que soit la mesure considérée. Cette baisse est d'autant importante que la mesure Foster-Wolfson baisse de 41,32% en 1996 à 33,60% en 2001, soit une diminution de plus de douze points de pourcentage. Considérant les mesures DER, la baisse est plus forte pour á = 0,5 (-7,09%) et

modérée pour á = 1 (-4,3 8%). Dans ce milieu, l'inégalité et la polarisation évoluent dans le même sens. Ceci peut dans une certaine mesure s'expliquer par le développement du secteur informel en milieu urbain qui fait naître des ménages à revenus intermédiaires atténuant l'antagonisme qui existait entre les quintiles à faibles et ceux à hauts revenus.

Au regard de ces résultats, on peut penser que la polarisation est un phénomène d'urbanisation. Ceci peut s'expliquer par la forte concentration des dépenses entre les mains des populations urbaines (128,17% en 1996 et 139,73% en 2001). La polarisation reste tout de même un phénomène qui n'est pas très important au Cameroun. Les valeurs des indices Foster-Wolfson et Duclos-Esteban-Ray sont faibles et proches de zéro (la plus grande valeur

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étant de 41,32%). Les valeurs des mesures DER sont les plus faibles comparativement aux valeurs de la mesure W.

En outre, on peut aisément remarquer que l'inégalité et la polarisation ne sont pas liées à l'accroissement du niveau de vie. En effet pendant que la part de revenus des ménages des milieux urbains s'accroît, l'intensité de l'inégalité baisse dans ce milieux durant les périodes 1996-2001. Cette intensité augmente dans les milieux ruraux alors que la part de revenus des ménages s'est améliorée. Ces deux phénomènes se comportent ici soit de façon similaire, soit de façon différente. Leur comportement dépend des mesures utilisées.

Considérant la mesure de Foster-Wolfson pour la polarisation, on se rend compte que l'inégalité et la polarisation évoluent dans le même sens durant les périodes 1996-2001. Les deux baissent simultanément en milieu urbain mais à des degrés différents. Ils augmentent aussi simultanément en milieu rural et dans le pays entier lorsque l'on accorde plus de poids aux dépenses situés aux extrémités de la distribution. Les amplitudes ne sont pas identiques. Dans tous les cas, l'amplitude est plus grande dans l'évolution de la polarisation que de l'inégalité. La similitude entre l'indice Foster-Wolfson et le coefficient est toute naturelle et peut s'expliquer par le fait que le premier est fonction du second.

Les évolutions de ces deux phénomènes diffèrent lorsque l'on change la mesure de la polarisation. En utilisant les mesures de Duclos, Esteban et Ray, on assiste à une baisse d'ensemble de la polarisation au Cameroun. Par contre, on assiste plutôt à une augmentation de l'inégalité lorsque plus de poids sont accordés aux dépenses en bas (á = 0) et en haut

(á = 2) de la distribution. La seule similitude apparaît lorsque les mêmes poids sont accordés

à tous les revenus le long de la distribution. En milieu urbain, la polarisation tout comme l'inégalité ont diminué plus qu'au niveau national. En milieu rural, on assiste à une hausse de la polarisation lorsque l'aversion à celle-ci est faible et une forte baisse de celle-ci lorsque le paramètre d'aversion augmente. L'inégalité quant à elle augmente quel que soit l'aversion de la population à cette dernière. La différence entre inégalité et polarisation est donc attribuable aux différentes mesures utilisées.

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V.3.2. Inégalité et polarisation selon les régions au Cameroun en 1996 et 2001

Tout comme le milieu, la région de résidence peut constituer un déterminant important de l'inégalité et de la polarisation des dépenses par équivalent adulte des ménages. Le Tableau 11 et la Figure 5 nous donnent une répartition des dépenses entre les populations des six différentes régions prises en compte par l'indicateur des dépenses élaboré par l'INS en 2002. Il s'agit de Yaoundé, Douala, les Autres villes (d'au moins cinquante mille habitants selon les estimations de 1995), la région cacao dite «Rurale Forêt» (localités rurales des provinces du Centre, du Sud, et de l'Est), la région café dite «Rural Hauts plateaux» (localités rurales des provinces de l'Ouest, du Nord-Ouest, du Sud-Ouest et du Littoral) et la région coton - élevage dite «Rurale savane» (localités rurales des provinces septentrionales : Extrême Nord, Nord et Adamaoua).

Dans le Tableau 11 et sur la Figure 5, l'on remarque qu' en 1996, la population de Yaoundé qui ne représentait que 7% de la population totale détenait presque 129% de la moyenne des dépenses du pays. Cette part évolue et passe à plus de 168% de la moyenne alors que la proportion de population dans cette ville ne s'est accrue que de moins de deux points de pourcentage.

La population de Douala estimée à presque 10% de la population totale en 1996 détenait environ 155% de la moyenne des dépenses du pays. Cette part a régressée en 2001 passant ainsi à presque 147% quoique la population soit restée sensiblement stable. Les populations des Autres villes détenaient aussi une part de dépenses supérieures à la moyenne (118,6%) et représentaient environ 13% de la population totale. La population dans ces villes s'est légèrement accrue en 2001 de même que leur part de dépense qui est passée à 124,7%. Les régions rurales quant à elles, représentant en 1996 plus de 70% de la population ne détenaient que 63% de la moyenne des dépenses totales pour la région Rurale Forêt, 85% pour la région Rurale Hauts Plateaux et 93% pour la région Rurale Savane. La part de population de ces régions a baissé en 2001 en raison de l'exode rural des jeunes de même que les différentes parts de revenu des régions Rurale Hauts Plateaux et Rurale Savane qui ont fortement baissé. La part des dépenses de la région Rurale Forêt a plutôt légèrement augmenté.

Mémoire présenté et soutenu publiquement par NGOUDJI TAMEKO Charlie Yves en vue de l'obtention du Diplôme 85 d'Etudes Approfondies ( DEA) en Economie Mathématique et Econométrie

Tableau 11 : Evolution des dépenses totales par équivalent adulte des ménages au Cameroun
selon les régions de résidence

Figure 5 : Evolution de la dépense moyenne par équivalent adulte selon les régions de
résidence au Cameroun entre 1996-2001

V.3.2.1. Variation de l'inégalité selon les régions de résidence au Cameroun

Le Tableau 12 fait état de la décomposition de l'inégalité des dépenses selon les régions mesurée par la classe d'entropie. Il donne également les contributions inter et intra

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groupes à l'inégalité totale pour les valeurs de paramètre a = 0, 1 et 2. Ce tableau fait aussi état de l'évolution de l'inégalité des dépenses à travers le coefficient de Gini.

L'examen de ce tableau montre que les valeurs des indices d'entropie augmentent naturellement avec l'accroissement du paramètre d'aversion a, traduisant ainsi plus d'inégalité. Par ailleurs, Yaoundé et Douala sont des régions avec les plus fortes inégalités. Les coefficients de Gini et les valeurs de la classe GE y sont les plus élevés. Cette situation peut être expliquée par le fait que les ménages les plus fortunés du pays sont concentrés dans la capitale politique aux côtés des ménages les plus pauvres inondant les bidonvilles. L'inégalité a fortement baissé dans chacune de ces régions entre 1996 et 2001. La valeur du coefficient de Gini qui était de l'ordre de 48,69% en 1996 à Yaoundé a diminué de plus de 5 points de pourcentage en 2001. Celle-ci est passée à Douala de 48,45% à 41%, soit une diminution de plus de 7,5 points de pourcentage. Les valeurs d'entropie sont passées de 39,58%, 46,34% et 85,36% à 31,68%, 37,85% et 72,21% pour la ville de Yaoundé respectivement pour a = 0, 1 et 2. Pour ces mêmes valeurs de paramètre à Douala, les valeurs

de la classe GE sont passées de 40,26%, 41,39% et 58,48% à respectivement 28,14%, 32,90% et 58,51% durant la période.

L'inégalité au niveau national est plus élevée que dans les strates Autres villes, Forêt, Hauts Plateaux et Savane. Le coefficient de Gini et les trois a -valeurs indiquent que c'est dans la région Rurale Forêt que l'inégalité des dépenses par équivalent adulte est la plus faible. Celle-ci a baissé dans les Autres villes et la région Rurale Savane mais a plutôt augmenté dans les régions Rurale Forêt, Hauts Plateaux et le pays entier durant la période 1996-2001. Les diminutions de l'inégalité dans les strates Autres villes et Rurale Savane n'ont pas été consistantes (-4,77% et -6,66% respectivement d'après le coefficient de Gini). Les augmentations d'inégalité ont été plus fortes en régions Rurale Forêt et Rurale Hauts Plateaux que dans le pays entier (+31,33% en Forêt, +15,12% dans les Hauts Plateaux et seulement +0,39% au Cameroun selon le coefficient de Gini).

Tableau 12 : Décomposition de l'inégalité selon les régions de résidence au Cameroun (1996 et 2001)

Régions	Proportion de population			Gini (p = 2)			GE(0)			GE(1)			GE(2)
Régions	1996	2001		1996	2001	A(%)	1996	2001	A(%)	1996	2001	A(%)	1996	2001	A(%)
Yaoundé	0,0710 (0,0096)	0,0872 (0,0056)	GE(a)j				0,0281 (0,0070)	0,0276 (0,0032)	-1,78	0,0422 (0,01 58)	0,0524 (0,0084)	+24,17	0,0998 (0,0579)	0,1586 (0,0387)	+58,92
			Contribution relative				0,1033 (0,0236)	0,0951 (0,0104)	-7,94	0,1331 (0,0454)	0,1656 (0,0227)	+24,42	0,1833 (0,0513)	0,2854 (0,0320)	+55,70
			Yaoundé	0,4869 (0,0478)	0,4327 (0,0203)	-11,13	0,3958 (0,0797)	0,3168 (0,0297)	-19,96	0,4634 (0,1147)	0,3785 (0,0434)	-18,32	0,8536 (0,3098)	0,7221 (0,1281)	-15,41
Douala	0,0976 (0,0141)	0,0970 (0,0062)	GE(a)j				0,0393 (0,0079)	0,0273 (0,0029)	-30,53	0,0662 (0,0167)	0,0477 (0,0077)	-27,95	0,1535 (0,0524)	0,1275 (0,0352)	-16,94
			Contribution relative				0,1444 (0,0255)	0,0939 (0,0097)	-34,97	0,2087 (0,0438)	0,1507 (0,0213)	-27,79	0,2820 (0,0448)	0,2294 (0,0301)	-18,65
			Douala	0,4845 (0,0302)	0,4100 (0,0196)	-15,38	0,4026 (0,0549)	0,2814 (0,0270)	-30,10	0,4139 (0,0569)	0,3280 (0,0410)	-20,75	0,5848 (0,0946)	0,5851 (0,1233)	+0,05
Autres villes	0,1285 (0,0193)	0,1637 (0,0166)	GE(a) j				0,0341 (0,0050)	0,0394 (0,0046)	+15,54	0,0479 (0,0088)	0,0511 (0,0065)	+6,68	0,1036 (0,0308)	0,0930 (0,0161)	-10,23
			Contribution relative				0,1254 (0,0196)	0,1355 (0,0164)	+8,05	0,1509 (0,0295)	0,1617 (0,0207)	+7,16	0,1904 (0,0286)	0,1673 (0,0154)	-12,13
			Autres villes	0,3966 (0,0218)	0,3777 (0,0090)	-4,77	0,2656 (0,0287)	0,2406 (0,0113)	-9,41	0,2961 (0,0380)	0,2576 (0,0155)	-13,00	0,5088 (0,1104)	0,3860 (0,0420)	-24,14
Rurale Forêt	0,1816 (0,0224)	0,1447 (0,0216)	GE(a) j				0,0241 (0,0025)	0,0386 (0,0098)	+60,17	0,0169 (0,0021)	0,0273 (0,0048)	+61,54	0,0138 (0,0025)	0,0283 (0,0058)	+105,1
			Contribution relative				0,0884 (0,0109)	0,1328 (0,0307)	+50,23	0,0534 (0,0088)	0,0863 (0,0151)	+61,61	0,0254 (0,0027)	0,0510 (0,0057)	+100,7
			Rural Forêt	0,2869 (0,0168)	0,3768 (0,0179)	+31,33	0,1325 (0,0152)	0,2668 (0,0499)	+101,3	0,1405 (0,0168)	0,2532 (0,0264)	+80,21	0,1726 (0,0247)	0,3523 (0,0530)	+104,1
Rurale Hauts Plateaux	0,2791 (0,0397)	0,2625 (0,0277)	GE(a) j				0,0547 (0,0092)	0,0733 (0,0090)	+34,00	0,0478 (0,009 1)	0,0580 (0,0066)	+21,34	0,0525 (0,0131)	0,0632 (0,0084)	+20,38
			Contribution relative				0,2009 (0,0339)	0,2521 (0,0290)	+25,49	0,1505 (0,0328)	0,1833 (0,0217)	+21,79	0,0965 (0,0136)	0,1137 (0,0086)	+17,82
			Rural Hauts Plateaux	0,3460 (0,0259)	0,3983 (0,0150)	+15,12	0,1959 (0,0316)	0,2792 (0,0241)	+42,52	0,2161 (0,0338)	0,2785 (0,0210)	+28,88	0,3001 (0,0603)	0,3829 (0,0365)	+27,59
Rurale Savane	0,2422 (0,0310)	0,2450 (0,0281)	GE(a)J				0,0512 (0,0116)	0,0446 (0,0056)	-12,89	0,0548 (0,0175)	0,0379 (0,0049)	-30,84	0,0776 (0,0335)	0,0402 (0,0057)	-48,20
			Contribution relative				0,1881 (0,0383)	0,1535 (0,0214)	-18,39	0,1728 (0,0547)	0,1199 (0,0175)	-30,61	0,1425 (0,0331)	0,0724 (0,0061)	-49,19
			Savane	0,3539 (0,0385)	0,3304 (0,0107)	-6,64	0,2114 (0,0452)	0,1821 (0,0117)	-13,86	0,2233 (0,0462)	0,1881 (0,0121)	-15,76	0,3116 (0,0656)	0,2420 (0,0197)	-22,34
Inégalité inter groupe			GE (a) J				0,0407 (0,0023)	0,0398 (0,0009)	-2,21	0,0415 (0,0023)	0,0419 (0,0008)	+0,96	0,0435 (0,0025)	0,0449 (0,0008)	+3,22
Inégalité inter groupe			Contribution relative				0,1495	0,1371		0,1306	0,1325		0,0799	0,0808
Inégalité intra groupe			GE (a) J				0,2315 (0,0480)	0,2508 (0,0234)	+8,34	0,2759 (0,0295)	0,2744 (0,0153)	-0,54	0,5008 (0,0782)	0,5107 (0,0527)	+1,98
Inégalité intra groupe			Contribution relative				0,8505	0,8629		0,8694	0,8675		0,9201	0,9192
Cameroun	1 (0)	1 (0)	GE (a) J	0,4062 (0,0169)	0,4078 (0,0078)	+0,39	0,2722 (0,0227)	0,2906 (0,0141)	+6,76	0,3174 (0,0300)	0,3163 (0,0154)	-0,35	0,5442 (0,0786)	0,5556 (0,0527)	+2,09

Notes : Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types, A(%)représente des variations en pourcentage et les GE(a) _J représentent les contributions absolues à l'inégalité. Source : Les calculs sont effectués par l'auteur sur la base des enquêtes ECAM I et ECAM II, réalisées respectivement par la DSCN et l'INS

La tendance observée pour le coefficient de Gini est aussi saisie par la classe qui

montre notamment que l'inégalité a diminué dans les grandes villes Yaoundé et Douala, les Autres villes, la région Rurale Savane, et a augmenté dans le reste de régions de même qu'au niveau national. Suivant la décomposition de cette classe d'indice, Yaoundé qui ne comptait que 7,10% de la population totale en 1996, capturait environ 129% de la moyenne des dépenses totales et contribuait environ 10, 13 et 18 points de pourcentage à l'inégalité intrarégion conformément aux valeurs respectives du paramètre d'aversion (a = 0, 1 et 2

respectivement). Quoique la part des dépenses de cette région ait augmenté (158,6%), la
contribution de celle-ci à l'inégalité intra-région en 2001 n'a baissé que pour les dépenses
situées en bas de la distribution (a = 0) mais a augmenté de 3 à 10 points de pourcentage

selon que l'on accorde les mêmes poids aux dépenses le long de la distribution (a =1) ou que l'on accorde plus de poids aux dépenses situées en haut de la distribution (a = 2).

De manière similaire, Douala qui ne représente que 9% de la population a vue ses dépenses baisser de 154,77% à 146,77% et sa contribution à l'inégalité intra-région qui était respectivement de 14,44%, 21% et 28% a chuté de près de 5 points de pourcentage quel que soit la valeur du paramètre a. Il en est de même pour les Autres villes où malgré l'augmentation de la part de population de plus de 3% et un accroissement de la part des dépenses de plus de 6%, ces villes réunies ne contribuant que 12, 15 et 19 points de pourcentage à l'inégalité intra-groupe en 1996 (respectivement pour les trois valeurs 0, 1 et 2 de a) ont connu une augmentation de presque 1% lorsque a = 0 et 1 mais a connu une baisse

Parmi les régions rurales, uniquement la région Rurale Savane a connue une baisse de sa contribution à l'inégalité intra-région. Constituée de plus de 24% de la population, la région Rurale Savane qui capturait moins de 93% de la moyenne des dépenses en 1996 a vue cette part diminuer d'environ 14 points de pourcentage en 2001. Sa contribution à l'inégalité totale a chuté de 3, 6 et 7 points de pourcentage pendant et après les PAS respectivement pour les trois valeurs de a considérées. Les régions Rurale Forêt et Rurale Hauts Plateaux, au contraire ont vu leur part dans l'inégalité intra-groupe progresser. La région Rurale Forêt où la part des dépenses a augmenté de plus de 15% s'est vue doter d'un poids plus important dans l'explication de l'inégalité intra-région. Ses parts ont varié ainsi de 9, 5 et 3 points de

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pourcentage pour les valeurs respectives de 0, 1 et 2 de a à 13, 9 et 5 points de pourcentage, soit une augmentation moyenne de 3%. La région Rurale Hauts Plateaux quant à elle, déjà très importante au départ dans l'explication de cette même composante intra-régionale a vu ce poids s'accroître d'environ 2 à 5%. Sa contribution à l'inégalité totale est passée ainsi de 20, 15 et 10% à respectivement 25, 18 et 11% selon quea = 0,1 ou 2.

Suivant les valeurs respectives de a, l'inégalité entre les différentes régions se situe respectivement entre 15, 13 et 8% de l'inégalité totale en 1996. Ceci implique que les mesures de politique économique ayant pour but de réduire l'inégalité entre ces régions vont certes, être importantes dans la réduction de l'inégalité totale mais seront moins effectives. Cependant, l'inégalité intra-groupe représentait cette année environ 85, 87 et 92% de l'inégalité totale suivant les valeurs respectives du paramètre d'aversion a. Ainsi, toute stratégie de réduction de l'inégalité intra-région sera plus efficace dans l'éradication de l'inégalité totale. Les variations en 2001 n'ont pas été les mêmes suivant les a -valeurs. La décomposition de l'inégalité totale révèle que la contribution intra-régionale explique incontestablement l'augmentation de l'inégalité entre 1996 et 2001 avec des contributions variant de 85,05% à 86,29% pour a = 0 et de 9 1,92% à 92,01% pour a = 2. Cette tendance change de sens lorsque le paramètre d'aversion à l'inégalité prend la valeur 1. La contribution intra-régionale expliquant plutôt une tendance à la baisse de l'inégalité avec des contributions variant de 86,94% à 86,75% pour a = 1.

C'est donc plutôt les composantes inter-régionales qui, de part leur hausse respectives, expliquent la hausse de l'inégalité lorsque a = 0 et 1. Il faut cependant noter que lorsque l'on

attribue les mêmes poids aux dépenses le long de la distribution c'est-à-direa = 1, la contribution intra-régionale tendant à baisser l'inégalité totale l'emporte sur la contribution inter-groupe, ce qui se résume par une baisse de l'inégalité totale.

Une observation importante qui peut être déduite de ces résultats, et qui semble être vérifier sur toute l'analyse est que plus la dépense moyenne est élevée dans une région, plus celle-ci est inégale et vice versa. L'implication de ceci est qu'au Cameroun, la pauvreté est inversement liée à l'inégalité.

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Les résultats des mesures de polarisation selon les régions de résidence récapitulés dans le Tableau 13 indiquent que la polarisation est un phénomène présent au Cameroun et dont la variation pendant et après les PAS n'est pas uniforme si l'on considère différentes mesures de celle-ci.

Ainsi, d'après l'indice Foster-Wolfson, en 1996, les grandes métropoles (Douala et Yaoundé) et les Autres villes constituaient les régions les plus polarisées du pays avec un niveau de polarisation supérieur à celui du pays tout entier. Douala qui détenait moins de 10% de la population et dont la part des dépenses était la plus élevée (154,77% de la moyenne) se situait au sommet avec un niveau de polarisation de 49,3 7% suivie de Yaoundé (7% de population et 129% de la moyenne des dépenses) avec 45,67%. Les régions rurales étaient celles les moins polarisées avec chacune un taux de polarisation inférieur d'au minimum 1 point de pourcentage à celui du pays. La région Rurale Forêt était la zone la moins polarisée de toute (24,83%) suivie par la région Rurale Hauts Plateaux (27,63%). Ce niveau relativement faible de polarisation peut s'expliquer par le fait que les populations de ces régions, généralement tournées vers les secteurs agricole et informel, ont des revenus sensiblement similaires.

La tendance a sensiblement changé en 2001. La polarisation a baissé dans les grandes métropoles, les Autres villes et la région Rurale Savane. Cette réduction plus intense à Douala et à Yaoundé a ramené le degré de polarisation de ces villes presque au niveau de celui des autres régions où l'on a plutôt vécu une augmentation des index de polarisation. On est ainsi quitté de 49,37% à 33,14% à Douala et de 45,67% à 35,69% à Yaoundé.

La baisse de la polarisation a été moindre dans les Autres villes et dans la région Rurale Savane (-4,84% et -3,57% respectivement). La région Rurale Savane est ainsi devenue en 2001, la région la moins polarisée du pays du fait de l'augmentation de la polarisation dans les autres régions rurales.

Tableau 13 : Evolution de la polarisation selon la région de résidence du chef de ménage au Cameroun (1996 et 2001)

Régions	Proportion de population		Indice Foster-Wolfson				Mesures Duclos-Esteban-Ray
	Proportion de population		Indice Foster-Wolfson				DER (0,5)				DER (1)
	1996	2001	1996	2001	Asig	A(%)	1996	2001	Asig	A(%)	1996	2001	Asig	A(%)
Yaoundé	0,0710 (0,0096)	0,0872 (0,0056)	0,4567 (0,0624)	0,3569 (0,0183)	-0,0997 (0,0651) [-1,5315]	-21,85	0,2879 (0,0093)	0,2616 (0,0081)	-0,0263** (0,0124) [-2,1210]	-9,14	0,2287 (0,0 125)	0,2126 (0,0097)	-0,0161 (0,0159) [-1,0126]	-7,04
Douala	0,0976 (0,0141)	0,0970 (0,0062)	0,4937 (0,0529)	0,33 14 (0,0148)	-0,1623*** (0,0549) [-2,9563]	-32,87	0,2880 (0,0084)	0,2511 (0,009 1)	-0,0369*** (0,0124) [-2,9758]	-12,81	0,2207 (0,0096)	0,2051 (0,0121)	-0,0156 (0,0154) [-1,0130]	-7,07
Autres villes	0,1285 (0,0193)	0,1637 (0,0166)	0,3429 (0,0345)	0,3263 (0,0120)	-0,0167 (0,0365) [-0,4575]	-4,84	0,2436 (0,0 100)	0,2346 (0,0028)	-0,0090 (0,0103) [-0,873 8]	-3,69	0,1870 (0,0104)	0,1832 (0,0031)	-0,0038 (0,0 109) [-0,3486]	-2,03
Rural Forêt	0,1816 (0,0224)	0,1447 (0,0216)	0,2483 (0,0138)	0,3288 (0,0196)	0,0805*** (0,0240) [3,3542]	+32,42	0,2038 (0,0250)	0,2311 (0,0048)	0,0273 (0,0254) [1,0748]	+13,40	0,1715 (0,0186)	0,1766 (0,0069)	0,0050 (0,0 199) [0,2513]	+2,97
Rural Hauts plateaux	0,279 1 (0,0397)	0,2625 (0,0277)	0,2764 (0,0314)	0,3564 (0,0217)	0,0800** (0,0382) [2,0942]	+28,94	0,2258 (0,0547)	0,2407 (0,0089)	0,0149 (0,0554) [0,2690]	+6,60	0,1833 (0,0462)	0,1805 (0,0068)	-0,0028 (0,0467) [-0,0600]	-1,53
Rurale Savane	0,2422 (0,0310)	0,2450 (0,0281)	0,2973 (0,0558)	0,2867 (0,0136)	-0,0106 (0,0574) [-0,1847]	-3,57	0,2277 (0,0561)	0,2165 (0,0064)	-0,0113 (0,0565) [-0,2040]	-4,92	0,1754 (0,0426)	0,1720 (0,0050)	-0,0034 (0,0429) [-0,0793]	-1,94
Cameroun	1 (0)	1 (0)	0,3325 (0,0219)	0,3466 (0,0081)	0,0141 (0,0233) [0,6052]	+4,24	0,2462 (0,0116)	0,2422 (0,0031)	-0,0041 (0,0120) [-0,3417]	-1,62	0,1976 (0,0158)	0,1874 (0,0036)	-0,0102 (0,0162) [-0,6296]	-5,16

Notes : -Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types, les valeurs entre crochets sont les z-statistiques, Asig représente les différences et A(%) représente de

-Pour un test bilatéral 2001-1996, les valeurs critiques pour la z-statistique sont : 1,645 à 10%, 1,96 à 5% et 2,576 à 1%. -Les différences marquées de *, ** et *** sont respectivement significatives à 10%, 5% et 1%.

Source : Les calculs sont effectués par l'auteur sur la base des enquêtes ECAM I et ECAM II, réalisées respectivement par la DSCN et l'INS.

En fait, la région Rurale Forêt a battu le record en termes d'augmentation de la polarisation passant de 24,83% en 1996 à 32,88% en 2001 et se hissant de ce fait devant les Autres villes lorsqu'on classe par ordre décroissant les régions en termes de degré de polarisation. La hausse de la polarisation dans la région Rurale Hauts Plateaux (de 27,64 à 35,64%) l'a propulsé en 2001 au deuxième rang des régions les plus polarisées du pays juste après Yaoundé qui a pris le dessus sur Douala.

Au regard des mesures Foster-Wolfson et de Gini, il est facile de noter que l'inégalité et la polarisation se sont comportées de façon similaire à savoir une diminution dans les grandes métropoles, les Autres villes et la région Rurale Savane mais plutôt une augmentation dans les autres régions rurales. Cependant, les taux d'accroissement de ces deux phénomènes ne sont pas les mêmes. Ils sont plus intenses pour les mesures de la polarisation que pour les celles de l'inégalité. Cette similitude entre l'évolution de la polarisation et de l'inégalité reste observée en grande partie lorsque ces dernières sont mesurées respectivement par l'indice Foster-Wolfson et la classe d'entropie.

Considérant les mesures Duclos-Esteban-Ray, on se rend compte que la polarisation reste un phénomène important dans les régions de résidence au Cameroun. Comme pour l'indice Foster-Wolfson, la mesure DER (pour á = 0,5) classe la polarisation sensiblement

dans le même ordre que celui fait par la mesure précédente. Ce classement diffère légèrement lorsque le paramètre d'aversion á s'accroît.

Pour á = 0,5, l'indice DER classe Douala et Yaoundé au sommet des zones les plus

polarisées avec un taux de 28,8% en 1996 suivie des Autres villes (24,36%). Les deux grandes métropoles Douala et Yaoundé étaient plus polarisées que le pays pris dans l'ensemble. En 2001, la polarisation a baissé dans les régions urbaines, ceci de manière plus intense à Douala (-12,8 1%). Yaoundé est devenue de là, la région la plus polarisée suivie de Douala. Tout comme avec l'indice Foster-Wolfson, la région Rurale Forêt est devenue la région la moins polarisée en 1996 avec un taux de 20,38%. En 2001, la polarisation a augmenté dans les régions Rurale Forêt et Rurale Hauts Plateaux et a baissé en région Rurale Savane, faisant de cette dernière, la nouvelle région la moins polarisée.

Lorsque le paramètre á s'accroît, l'ordre de classement de la polarisation diffère un peu du précédent mais cette différence reste légère. La différence fondamentale se situe au niveau de la région Rurale Hauts Plateaux où l'on enregistre une baisse de la polarisation entre 1996-2001, contrairement à l'indice et à l'indice Foster-Wolfson. Les

mesures DER avec les valeurs de paramètre á = 0,5 et 1 révèlent une baisse de la polarisation dans le pays entier contrairement à la mesure Foster-Wolfson.

phénomène distinct de l'inégalité de part leurs évolutions différentes au niveau du pays. En effet, pendant que la mesure indique une baisse de la polarisation, le coefficient de Gini
DER

et la classe GE nous font plutôt état d'une hausse de l'inégalité au niveau du pays entier, ceci lorsque l'on accorde plus de poids aux dépenses des extrémités de la distribution.

Dans les régions de résidence, l'inégalité et la polarisation ont une évolution similaire si l'on considère que ces deux phénomènes sont mesurées respectivement par le coefficient de Gini et la mesure DER pour á = 0,5. Pendant que ces deux phénomènes diminuaient dans les régions Douala, Yaoundé, les Autres villes et la région Rurale Savane durant les PAS, on enregistrait plutôt une hausse de ceux-ci dans les régions Rurale Hauts Plateaux et Rurale Forêt. Lorsque la polarisation est mesurée par l'indice DER avec le paramètre á = 1, inégalité et polarisation suivent toujours les mêmes sens d'évolution dans les régions de résidence à l'exception de la région Rurale Hauts Plateaux où l'inégalité augmente tandis que la polarisation baisse. Cette différence est aussi observée au niveau national où inégalité et polarisation évoluent en opposition de phase. La baisse de la polarisation proportionnellement plus intense est sanctionnée par une légère hausse de l'inégalité.

En mettant en commun les mesures DER pour la polarisation et la classe des mesures d'entropie d'inégalité, on se rend compte que l'inégalité et la polarisation restent presque similaires en termes d'évolutions régionales. Les différences très peu signifiantes se situent au niveau de la région de Douala où il y a contraste entre hausse d'inégalité mesurée par l'indice GE(2) et la baisse de la polarisation. Il en est de même pour la région Rurale Hauts Plateaux dans laquelle la forte augmentation de l'inégalité d'après la classe est suivie d'une

augmentation de la polarisation lorsque le paramètre d'aversion est faible mais celle-ci
changeant de tendance lorsque le paramètre s'accroît. Par contre, inégalité et polarisation

baissent simultanément lorsque l'indice est utilisé pour mesurer l'inégalité. L'intensité

de la baisse est en faveur de la polarisation qui connaît une forte diminution quel que soit la valeur du paramètre á (-1,62% lorsque á = 0,5 et -5,16% lorsqueá = 1).

La décomposition de l'inégalité et de la polarisation selon les milieux urbains-ruraux ne donne pas des résultats différents de ceux donné par cette décomposition selon les six régions ou zones agroécologiques (Yaoundé, Douala, Autres villes, région Rurale Forêt, région Rurale Hauts Plateaux et région Rurale Savane). On a enregistré une baisse de l'inégalité et de la polarisation en milieu urbain. Ce résultat a été retrouvé dans les strates Yaoundé, Douala et Autres villes qui sont en fait les constituants du milieu urbain. Le milieu rural ainsi que les régions Rurale Forêt et Rurale Hauts Plateaux ont toutes connu une augmentation de leurs niveaux d'inégalité et de polarisation entre 1996 et 2001. Ce n'est qu'en région Rurale Savane où les résultats ont été quelque peu différents. L'on y a enregistré plutôt une baisse de l'inégalité et de la polarisation.

L'inégalité est un phénomène plus intense au Cameroun que la polarisation de part leur niveau relatif. Il en est de même lors de leur répartition au niveau des milieux et régions de résidence. On constate aisément que ces deux phénomènes qui semblaient en 1996 être liés à l'urbanisation ne le sont pas en réalité. En 2001, polarisation et inégalité sont d'autant élevées dans les grandes villes que dans certaines régions rurales comme les Hauts Plateaux et la région Forêt. Elles peuvent être liées au niveau de richesse car l'on remarque que celles-ci ont pris de l'ampleur dans les régions où les parts de dépenses ont augmenté et ont baissé dans le cas contraire. En outre, la distinction entre les deux phénomènes de part leurs évolutions, est liée aux différentes mesures utilisées pour les appréhender.

Ainsi, il est facile de remarquer que la mesure Foster-Wolfson utilisée pour la polarisation se rapproche plus du coefficient de Gini d'inégalité puisqu'ils font état d'une évolution similaire des deux phénomènes. Les mesures qui donnent une évolution de la polarisation différente de celle de l'inégalité sont les mesures Duclos-Esteban-Ray .

Cette mesure est basée sur le double principe d'identification-aliénation. Duclos et al (2004)
stipulent en effet que la polarisation est liée à l'aliénation que les individus ou groupes
ressentent réciproquement l'un de l'autre mais cette aliénation est alimentée par les notions

d'identité intra-groupe. L'inégalité, de part son aliénation interpersonnelle ne capture qu'un aspect de la polarisation. Ces deux phénomènes ne varient dans le même sens que lorsque la distance économique qui sépare les groupes de dépenses de la distribution considérée est grande.

Cette étude a essayé d'analyser de manière compréhensive les évolutions de l'inégalité et de la polarisation en utilisant les enquêtes auprès des ménages camerounais pendant et après les PAS. Elle a, à cet effet, axé sa problématique sur la comparaison des évolutions de la polarisation et de l'inégalité au Cameroun afin de mieux décrypter les différences et similitudes qui existent entre elles, notre soucis étant de proposer un moyen de lutte contre la pauvreté par une approche de réduction de l'inégalité et de la polarisation. La méthodologie utilisée a été celle qui décompose l'inégalité dans les milieux et régions de résidence et qui permette de déterminer comment s'est comportée la polarisation durant ces périodes, comparativement à l'inégalité. Ceci a été fait aux moyens du coefficient de Gini, de la classe des mesures d'entropie généralisée pour l'inégalité, de l'indice de Foster-Wolfson et de la classe des mesures Duclos-Esteban-Ray pour la polarisation. Les résultats empiriques ont été obtenus de DAD 4.5 en utilisant les données d'ECAM I et d'ECAM II avec comme indicateur la dépense par équivalent-adulte.

VI.1. Résumé des résultats

De manière générale, les résultats présentés par les mesures d'inégalité et de polarisation utilisées ici sont complexes. Ils sont condensés dans les questions suivantes : Est- ce que le retour de croissance induit par la dévaluation du 12 janvier 1994 a produit une réduction considérable de l'inégalité et de la polarisation au Cameroun ? La polarisation et l'inégalité ont-elles eu une évolution similaire ou dissemblable durant la période sous revue ? Dans l'effort de fournir des réponses à ces questions, cette étude a examiné les changements dans les estimations des indices d'inégalité et de polarisation. Elle a essayé de comparer ces évolutions pour dégager les différences et similitudes qui existent entre elles.

Le coefficient de Gini nous a fait état d'une augmentation de l'inégalité au Cameroun entre 1996 et 2001 et dans les milieux et régions rurales excepté la région Rurale Savane et d'une baisse de celle-ci en milieux urbains. La classe d'entropie généralisée vient confirmer ce résultat tout en rappelant que l'augmentation de l'inégalité n'est effective au Cameroun que

lorsque l'on accorde plus de poids aux revenus situés aux extrémités de la distribution. La décomposition de cette classe d'indices par milieux et régions de résidence du chef de ménage indique que l'inégalité, que ce soit pendant ou après les PAS, est plus prononcée dans les milieux urbains que dans les milieux ruraux. Elle est plus forte à Yaoundé la capitale politique, suivi de Douala la capitale économique, ces deux villes étant les plus grandes au Cameroun. Le plus faible degré d'inégalité est observé dans la région Rurale Forêt. Cet ordre est resté le même malgré la baisse d'inégalité dans les deux grandes métropoles entre 1996- 2001.

Les résultats les plus complexes restent ceux donnés par les mesures de polarisation. Les deux mesures utilisées ici divergent de part leurs différents résultats. Ainsi, pendant que l'indice Foster-Wolfson nous fait état d'une augmentation de la polarisation au Cameroun, les mesures Duclos-Esteban-Ray nous indiquent plutôt une baisse de celle-ci. Ce n'est qu'en milieu urbain où les résultats des deux mesures convergent et nous font état d'une baisse de la polarisation dans ce milieu entre 1996 et 2001. Les villes de Douala et Yaoundé connaissent les plus fortes diminutions.

Les différences entre les évolutions de l'inégalité et de la polarisation sont liées aux mesures utilisées. Ainsi, inégalité et polarisation sont similaires en termes d'évolution dans les différentes strates considérées, mais évoluent de façon différente au niveau national lorsque la polarisation est mesurée par les mesures DER. En effet, la mesure Foster-Wolfson nous fait état de la baisse de la polarisation en milieu urbain (principalement dans les villes) et en région Rurale Savane et d'une hausse de celle-ci en régions Rurale Forêt et Rurale Hauts Plateaux durant la période 1996-2001 tout comme l'inégalité qu'elle soit mesurée par le coefficient de Gini ou par la classe d'entropie.

Les mesures Duclo-Esteban-Ray quant à elles nous font état aussi bien d'une baisse de la polarisation dans les villes et en région Rurale Savane et une hausse en régions Rurale Forêt et Rurale Hauts Plateaux comme pour l'inégalité, mais plutôt une baisse de celle-ci niveau national contrairement à l'inégalité qui y a été croissante. Conformément à ceci, le choix des mesures qui luttent contre ces deux phénomènes au sein du pays doit tenir compte de ces évolutions divergentes au cours du temps. Les décideurs doivent choisir des politiques de réduction d'inégalité qui stimulent en même temps la baisse de la polarisation.

En outre, une observation importante est qu'en termes de niveau, inégalité et polarisation sont plus des problèmes urbains que ruraux. Yaoundé vient en première position des zones les plus polarisées suivie de Douala avec des niveaux de polarisation supérieurs à celui du pays en général. La région Rurale Forêt qui était la moins polarisée et la moins inégale en 1996 va perdre ce statut en 2001 en ce qui concerne la polarisation au profit de la région Rurale Savane.

L'observation que les milieux et régions qui regorgent des hauts revenus par tête sont plus inégales et plus polarisés en termes de dépenses tend à faire accepter la conventionnelle considération que la croissance économique dans ces principaux milieux et régions est associée à une forte inégalité et une forte polarisation. Il peut être déduit de ces résultats que plus la dépense moyenne est élevée dans une région, plus celle-ci est inégale et polarisée et vice versa. Ceci est dû au fait que la grande majorité des bénéficiaires de gros revenus de propriété et de commerce lucratif et la plupart des personnes les plus vigoureuses, qui gagnent relativement de gros revenus, résident aux côtés des personnes les plus pauvres. La réduction des phénomènes d'inégalité et de polarisation entre 1996 et 2001 dans ces milieux est attribuable à l'absorption grandissante du travail migrant du fait de la reprise de croissance de la seconde moitié des années 90 qui a amélioré légèrement les revenus des personnes présentes en villes et a assuré pour certains une stabilité de leurs emplois.

Après l'atteinte du point d'achèvement de l'initiative Pays Pauvres Très Endettés (PPTE) d'avril 2006, annonciatrice d'un renforcement de la reprise de croissance amorcée au Cameroun aux lendemains de la dévaluation, il aurait été judicieux pour les preneurs de décision de résoudre le problème de pauvreté par des mesures devant améliorer les conditions de redistribution des fruits de la croissance. Bourguignon (2000) nous rappelle cette nécessité en faisant valoir qu'en dépit des considérations anciennes stipulant que l'amélioration générale du niveau de vie est engendrée par la croissance uniquement, celle-ci peut être favorisée par une politique de redistribution et de réduction des inégalités et de la polarisation.

La question qui se pose ici est celle de savoir comment redistribuer de manière efficiente le fruit de la croissance ? Dans les pays en voie de développement, les recettes fiscales résultent en majorité d'impôts et de droits indirects qui ne prêtent guère à une

redistribution des revenus. Cela a conduit les économistes de développement à mettre l'accent sur des systèmes de redistribution relativement simples reposant plus sur l'effet des dépenses publiques égalitaires (éducation, nutrition et santé) que sur la progressivité de l'impôt (car un impôt sur le revenu est souvent trop coûteux et se prête trop à l'évasion fiscale). Il est donc possible et souhaitable de redistribuer directement aux plus pauvres par une politique de développement des infrastructures et de transferts en nature. Ceci consiste en :

- La promotion de la formation à l'auto-emploi dans le but de rendre utile toutes les couches de populations,

- La construction des routes dans des zones rurales où l'on n'arrive pas à évacuer les

produits champêtres, ce qui relèverait les niveaux de vie des populations rurales,

subventionnant, ce qui améliorerait la redistribution des revenus de la croissance,

- L'abduction d'eau potable dans les régions rurales aiderait à améliorer l'état de santé

- L'électrification rurale améliorerait les conditions de vie des populations rurales et relèverait de ce fait leurs différents niveaux de revenus,

- La lutte contre la corruption et les détournements de derniers publics, ce qui peut engendrer des effets sur les revenus des corrompus et des plus riches et contribuer ainsi à résorber l'écart entre les différents niveaux de revenus

- L'exonération des produits alimentaires de toute taxe : Ahmad et Stern (1987) ont montré par simulation pour l'Inde que le passage d'un système de TVA à taux uniformes à un système dans lequel tous les produits alimentaires seraient exonérés augmenterait de plus de 3,5 % le revenu des plus pauvres.

Cependant, ces mesures de politique doivent tenir compte des différentes évolutions d'inégalité et de polarisation. Les décideurs doivent choisir des politiques de réduction d'inégalité qui stimulent en même temps la baisse de la polarisation. Concernant les inégalités, il apparaît que toute mesure de politique visant à réduire l'inégalité au Cameroun doit se focaliser sur l'inégalité intra-groupe et se concentrer principalement sur les grandes métropoles Douala et Yaoundé. L'observation que les niveaux de vie élevés sont associés aux fortes inégalités et vice versa, jumelée au résultat que l'inégalité intra-groupe est extrêmement plus forte que l'inégalité inter-groupe signifie que les preneurs de décisions doivent faire face à un dilemme de politique. Ceci appelle à plus d'efforts concertés dans le choix des mesures qui puissent réduire la pauvreté et atténuer l'inégalité et la polarisation de façon simultanée.

Les mesures qui abordent de manière consistante ces trois concepts peuvent bien être conçues, comme nous l'avons spécifier plus haut, dans le cadre des transferts de nature ciblés qui soient neutre aux groupes, mais touchent les segments les plus vulnérables de chacun des groupes.

Inégalité et polarisation au Cameroun pendant et apres les programmes d'ajustement structurel

Chapitre III :

VI.1. Résumé des résultats