III.2.1.2. Achèvement suivant le niveau de vie du
ménage
Lorsqu'on s'intéresse à la situation de
l'achèvement selon le niveau de vie des ménages, il apparait
d'après le Tableau 10 que le taux d'achèvement semble
plus élevé chez les ménages non pauvres en comparaison aux
ménages pauvres. De même que précédemment, les
résultats du test de comparaison des proportions (Tableau A6 en annexe)
révèlent
10 L'hypothèse principale de ce test est H0 :
Indépendance entre la variable statut dans l'achèvement et la
variable X. où X représente une variable quelconque de la liste
des variables de profil.
11 Nous testons les hypothèses H0 : Pu-Pr=0
contre Pu-Pr=0>0 où Pu et Pr représentent les TAP en milieux
urbain et rural respectivement.
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun
qu'effectivement le TAP est plus élevé chez les
ménages non pauvres en comparaison des ménages pauvres. Ce
constat est facilement compréhensible compte tenu des dépenses
qu'implique la scolarisation en général et la scolarisation
primaire en particulier. En effet, malgré la suppression des frais
d'écolage dans le primaire depuis la rentrée 2001 au Cameroun,
certaines écoles exigent encore des parents d'élèves des
contributions au fonctionnement de l'association des parents
d'élèves (APE). En outre, il est encore du devoir des parents de
supporter les achats des manuels et fournitures scolaires de leurs enfants.
Tout ceci défavorise les parents pauvres qui n'ont pas souvent les
moyens d'envoyer leurs enfants à l'école, ce qui entraine
très souvent des abandons de la part des enfants provenant de tels
ménages.
III.2.1.3. Achèvement suivant la situation
d'activité de l'enfant
La plus grande part des enfants de l'échantillon sont
inactifs, ceci se justifie compte tenu de leur âge faible qui
apparaitrait précoce pour entrer en activité. Toutefois une part
assez importante d'entre eux (40,1%) est déjà en activité.
Les TAP sont plus élevés chez ceux en inactivité que chez
ceux en activité. Ceci s'explique par le fait que les enfants inactifs
peuvent entièrement se consacrer à leurs études, ils ne
dispersent pas leurs énergies dans des activités autres que
celles scolaires. A contrario, les enfants actifs sont dispersés et ne
peuvent donc pas consacrer une bonne attention à leurs études.
Parfois les gains d'argent peuvent attiser l'intérêt des enfants
pour le monde du travail qui par une comparaison des coûts
d'opportunité entre le fait de continuer ses études et d'entrer
en activité et en l'absence d'encadrement peuvent très vite opter
pour l'entrée en activité.
Tableau 11 : TAP selon la situation
d'activité des enfants.
Situation d'activité
|
Effectif absolu
|
Effectif relatif
|
TAP
|
actif
|
1747
|
40,1%
|
82,1%
|
inactif
|
2611
|
59,9%
|
95,3%
|
Total
|
4358
|
100,0%
|
90%
|
|
Source : ECAM3, INS.
III.2.2 L'achèvement suivant les facteurs
sociodémographiques
III.2.2.1. Achèvement suivant la tranche
d'âge
La majorité des enfants de notre échantillon se
retrouve dans la tranche d'âge « 11- 14 ans». Ceci
relève du fait que cette tranche d'âge représente la
tranche d'âge
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun
universellement reconnu pour se trouver en classe de CM2. Le TAP
élevé dans cette tranche d'âge se comprend donc
aisément. Les enfants d'âge inférieur à l'âge
officiel reconnu ont bénéficié d'une scolarisation
précoce, ce qui explique leur effectif faible. Tandis que ceux
d'âge supérieur à cet âge ont accusé des
retards, ils sont d'autant plus vulnérables au découragement et
donc à l'abandon.
Tableau 12: TAP selon la tranche d'âge
des enfants.
Tranche d'âge
|
Effectif absolu
|
Poids dans
l'échantillon
|
TAP
|
9-10
|
205
|
4,7%
|
64,4%
|
11-14
|
2197
|
50,4%
|
92,6%
|
15-16
|
1956
|
44,9%
|
69,6%
|
Total
|
4358
|
100,0%
|
90,0%
|
|
Source : ECAM3, INS.
III.2.2.2. Achèvement suivant la
région.
La plupart de ces enfants se trouvent dans les régions
de l'ouest (14,2%), du Nordouest (12,7%) et du Sud-ouest (11,5%). Les TAP sont
plus élevés au Sud (97,3%), à Douala (97,2%), à
Yaoundé (96,9%) et dans le centre en général (95,4%). Le
grand Nord par contre enregistre de faibles taux d'achèvement
(respectivement 59% à l'extrême-nord, 71,7% pour le Nord et 76,8%
pour l'Adamaoua). Ceci s'explique par la proportion faible des écoles
primaires dans ces zones et surtout par le manque d'enseignants (plusieurs
enseignants en effet refusent de regagner leurs postes lorsqu'ils sont
affectés dans ces régions et même quand ils y vont, ils n'y
sont pas réguliers. Les élèves passent ainsi une bonne
partie de l'année scolaire sinon toute l'année scolaire sans
enseignants, ce qui a pour répercussion des abandons scolaires). De plus
les taux de scolarisation dans ces régions sont les plus faibles du
pays.
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun Tableau
13 : TAP par région.
Régions
|
Effectifs relatifs
(%)
|
TAP (%)
|
Douala
|
8,2
|
97,2
|
Yaoundé
|
8,8
|
96,9
|
Adamaoua
|
4,8
|
76,8
|
Centre
|
8,0
|
95,4
|
Est
|
5,7
|
88,8
|
Extrême-Nord
|
8,3
|
59,0
|
Littoral
|
5,8
|
91,2
|
Nord
|
4,3
|
71,7
|
Nord-Ouest
|
12,7
|
94,8
|
Ouest
|
14,2
|
93,9
|
Sud
|
7,6
|
97,3
|
Sud-ouest
|
11,5
|
95,8
|
Total
|
100
|
90
|
|
Source : ECAM3, INS.
III.2.2.3. Achèvement suivant le statut dans
l'handicap.
La majorité des enfants handicapés de notre
échantillon a achevé le cycle d'études primaires soit un
taux d'achèvement de 92,3% qui est relativement plus élevé
que le TAP chez les enfants non handicapés. Cette différence
trouverait une première explication dans les effectifs. En effet notre
échantillon renferme une faible part d'enfants handicapés soit
3,0% contre 97% d'enfants non handicapés. Le fort TAP retrouvé
chez les enfants handicapés semble indiquer l'influence non
significative de l'handicap d'un enfant dans l'achèvement du cycle
d'études primaires.
Tableau 14 : Tableau croisé entre la
variable statut dans l'achèvement et statut dans l'handicap
|
Statut dans l'handicap
|
Total
|
|
Enfant non
handicapé
|
|
Non achevé
|
10
|
425
|
435
|
|
120
|
3803
|
3923
|
TAP
|
92,3%
|
89,9%
|
90%
|
|
Source : ECAM3, INS.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Tableau 15 : Tableau croisé de la variable
statut dans l'achèvement avec les autres variables
d'analyse.
|
Statut dans l'achèvement
|
Total (%)
|
|
A abandonné
|
A achevé
|
|
Masculin
|
2,4%
|
8,7%
|
89,0%
|
100
|
|
0,9%
|
6,7%
|
92,4%
|
100
|
lien_parente
|
Fils/fille du chef de ménage
|
2,2%
|
7,5%
|
90,3%
|
100
|
|
2,1%
|
6,4%
|
91,5%
|
100
|
|
2,3%
|
67,4%
|
30,2%
|
100
|
|
1,4%
|
7,1%
|
91,5%
|
100
|
|
1,1%
|
7,8%
|
91,1%
|
100
|
|
0,0%
|
25,0%
|
75,0%
|
100
|
NIVINS_CM
|
Non scolarisé
|
1,8%
|
10,2%
|
88,0%
|
100
|
|
0,6%
|
3,4%
|
95,9%
|
100
|
|
0,6%
|
3,4%
|
95,9%
|
100
|
|
0,2%
|
1,8%
|
97,9%
|
100
|
|
0,2%
|
0,8%
|
99,0%
|
100
|
Religion
|
Catholique
|
0,8%
|
4,2%
|
95,0%
|
100
|
|
1,3%
|
5,5%
|
93,3%
|
100
|
|
5,9%
|
24,0%
|
70,1%
|
100
|
|
3,8%
|
10,2%
|
86,0%
|
100
|
Statut_CM
|
Célibataire
|
0,8%
|
4,4%
|
94,8%
|
100
|
|
1,8%
|
7,1%
|
91,1%
|
100
|
|
4,8%
|
14,4%
|
80,8%
|
100
|
|
0,8%
|
9,2%
|
90,0%
|
100
|
|
1,2%
|
7,7%
|
91,1%
|
100
|
|
0,8%
|
6,7%
|
92,4%
|
100
|
|
Source : ECAM3, INS.
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Il ressort de ce tableau que le taux d'achèvement ne
dépendrait pas du sexe de l'enfant (90% pour les filles comme pour les
garçons). Ce taux serait faible chez les enfants vivant dans des
familles polygames, de même que dans des familles musulmanes. Cette
faiblesse du taux d'achèvement dans les familles musulmanes
résulte davantage de la région que de la religion. En effet la
région du Grand Nord Cameroun est à prédominance musulmane
et c'est cette même région qui enregistre les plus faibles taux
d'achèvement. Le taux d'achèvement serait également
relativement plus faible chez les enfants vivant dans des ménages
où le chef de ménage n'a pas été
scolarisé.
Les analyses préliminaires (uni et bivariée)
nous ont permis de décrire les variables et d'identifier les liaisons
qui existent entre certains facteurs socio démographiques et le statut
d'achèvement du primaire pris deux à deux. Ces analyses ne nous
permettent pas d'approfondir la caractérisation des enfants qui
achèvent le primaire, elles ne nous permettent pas d'appréhender
l'influence simultanée de plus de deux facteurs sur le statut
d'achèvement du primaire. Pour pallier à cette limite nous aurons
recours à une méthode d'analyse multidimensionnelle (ACM)
III.3 Profils des enfants ayant achevé et n'ayant
pas achevé les études primaires
L'ACM nous permettra, par le biais de représentations
graphiques, de synthétiser les associations entre individus et entre
variables dans des espaces de faibles dimensions. Le paramétrage de la
méthode consiste à placer en variable nominale illustrative la
variable d'intérêt (statut d'achèvement du primaire) et en
nominales actives toutes les autres variables socio démographiques de
caractérisation.
III.3.1 Présentation de l'ACM
L'ACM s'inscrit dans le registre des méthodes
d'analyse factorielle. Ces méthodes ont pour principal objectif
d'établir de représentations synthétiques de vastes
tableaux de données, généralement sous forme de
représentations graphiques. Elles consistent à rechercher des
sous-espaces de faibles dimensions qui ajustent au mieux le nuage de points des
individus et le nuage de points des variables L'ACM nous permettra ainsi
d'étudier les associations qui existent entre non seulement les
variables indépendantes et la variable dépendante, mais aussi
entre les variables indépendantes, et de ce fait, elle permet de
décrire la structure latente entre toutes les variables (qualitatives).
Elle repose sur la notion de profil et d'inertie entre les modalités des
variables étudiées. Nous caractériserons d'abord les
deux
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
premiers principaux axes factoriels, car ils
expliquent le plus souvent un bon pourcentage de
l'inertie. D'autres axes
peuvent également être analysés en fonction de
l'information dégagée.
III.3.2 Interprétation des résultats de
l'ACM
Interpréter les résultats d'une ACM
présuppose le choix du nombre d'axes permettant d'appréhender au
mieux les profils généraux. Plusieurs critères sont
mentionnés dans la littérature pour cette opération. Le
plus connue est celui « du critère du coude » appliqué
à l'histogramme des valeurs propres. Il recommande de retenir
l'interprétation des axes factoriels pour lesquels il existe un saut
significatif entre les valeurs des valeurs propres associées. Ce
critère appliqué à notre histogramme des valeurs propres
nous permet de retenir les trois premiers axes factoriels pour
l'interprétation de nos résultats, à savoir les plans
formés par les premier et deuxième axes, puis les premier et
troisième axes respectivement. En effet les deux premiers axes
factoriels représentent 13,70 % de l'inertie totale du nuage de points
(dont 7,32 % pour le premier axe) tandis que le deuxième plan factoriel
explique 11,74% de l'inertie totale du nuage de points.
III.3.2.1 Le premier axe factoriel
Les variables qui contribuent fortement à la
construction de cet axe sont :le niveau d'instruction du chef de
ménage(20,3% ), la région de résidence du ménage
(16,9%), le statut matrimonial du chef de ménage (12,3%,), le niveau de
vie du ménage (11,5%,), la religion (10,2%), la situation
d'activité de l'individu (9,7% ) et le milieu de résidence du
ménage (8,7%).
Sur cet axe, il y a opposition entre deux groupes d'enfants.
Le premier groupe est celui des enfants en activité
vivant dans des ménages pauvres, résidant en milieu rural dans
les régions de l'Adamaoua, de l'Extrême-nord et du nord dont le
chef de ménage a un niveau d'instruction primaire au plus pour un statut
matrimonial veuf ou marié polygame et de religion musulmane ou autre non
chrétien. Le second groupe est celui des enfants en inactivité
vivant dans des ménages non pauvres, résidant en milieu urbain
dans les régions du sud ou dans les villes de Douala et Yaoundé,
de religion chrétienne dont le chef de ménage est
célibataire, en union libre ou marié monogame et de niveau
d'instruction supérieur au primaire.
Schéma 3 : Oppositions sur le
premier axe factoriel.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Enfant en activité, ménage pauvres, milieu rural,
niveau d'instruction primaire au plus du chef de ménage, etc.
CONTRE
Enfant inactif, ménages non pauvres, milieu urbain,
niveau d'instruction supérieur à primaire, religion
chrétienne, etc.
Source : L'auteur.
Les modalités de notre variable illustrative sont
très bien représentées sur cet axe avec des valeurs tests
largement supérieures à 2 en valeurs absolues (respectivement
24,7 ; 21,1 et 12,2 pour « a achevé », « a
abandonné », « non scolarisé »).
Dans l'ensemble les enfants ayant abandonné ou n'ayant
pas été scolarisés présentent les mêmes
caractéristiques sur cet axe : ils résident pour la plupart dans
les ménages pauvres, en milieu rural des régions de l'Adamaoua,
du Nord et de l'Extrême-nord ; le chef de ces ménages n'a
généralement pas été scolarisé, est de
religion musulmane et est marié dans le statut polygame ; la taille du
ménage y est le plus souvent grande et l'enfant est actif.
Les enfants ayant achevé leur cycle d'études
primaires résident quant à eux en milieu urbain des villes de
Yaoundé ou Douala et de la région du Sud-ouest. Les
ménages où ils vivent sont classés non pauvres et sont de
petite taille, le chef de ménage est généralement
célibataire de niveau d'instruction secondaire 1er cycle ou
secondaire 2nd cycle et de religion chrétienne. Ces enfants
sont pour la plupart inactifs.
III.3.2.2 Le deuxième axe
factoriel
Les variables qui contribuent fortement à la
construction du deuxième axe sont : le statut matrimonial du chef de
ménage (19 ,3%), le sexe du chef de ménage (26,2%), la taille du
ménage (17,8%), la présence ou non d'un enfant de moins de six
ans dans le ménage (12,3%) et le lien de parenté de l'enfant avec
le chef de ménage (7,8%.).
Sur cet axe, il y a opposition entre :
|
le groupe des enfants vivant dans des ménages de
petite taille dirigés par des femmes, célibataires ou veuves et
représentant des parents du chef ou de son conjoint autre que le fils ou
la fille. De plus dans ces ménages on y trouve des enfants
âgés de moins de six ans ;
|
|
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
et le groupe des enfants vivant dans des ménages de
grande taille dirigés par des hommes, maries monogames et
représentant les fils ou les filles du chef de ménage ou de son
conjoint. Ces ménages sont en outre caractérisés par
l'absence des enfants âgés de moins de six ans ;
Schéma 4 : Oppositions sur le
deuxième axe factoriel.
Ménages de petite taille, de sexe du chef de
ménage féminin, présence des enfants âgés de
moins de six ans,
autre parent du CM, etc.
CONTRE
Ménages de grande taille, de sexe du chef de
ménage masculin, absence des enfants âgés de moins de six
ans, fils/fille du CM, etc.
Source : L'auteur.
Les modalités de notre variable illustrative bien
représentés sur cet axe sont « non scolarisé »
et « a achevé » avec des valeurs tests respectives de 3,6 et
2,3 en valeurs absolues. Les enfants ayant achevé leur cycle
d'études primaires
Les enfants non scolarisés vivent dans des
ménages de taille moyenne ou grande dirigés par des hommes
mariés au statut monogame. Ces enfants entretiennent des relations
familiales de fils ou fille et autre parent avec le chef de ménage, on
n'y trouve en général pas des enfants de moins de six ans.
Les enfants ayant achevé vivent dans des
ménages de petite taille, entretiennent des relations d'autre parent
avec le chef de ménage. Dans ces ménages on y retrouve des
enfants de moins six ans et ce sont des femmes célibataires,
divorcées ou séparées qui sont à la tête du
ménage.
III.3.2.3 Le troisième axe
factoriel
Les variables qui contribuent le plus à la formation
de cet axe sont la région (22%), le milieu de résidence (14,9%),
la religion (14%), le statut matrimonial du chef de ménage (11%), le
niveau d'instruction du chef de ménage (9,1%), la situation
d'activité de l'enfant (8,5%) et le niveau de vie (7,5%).
Les groupes en opposition sur cet axe sont :
Le groupe des enfants inactifs vivant en milieu urbain dans les
villes de Douala,
Yaoundé ou la région de l'Adamaoua, dont le
chef de ménage n'ayant pas été scolarisé
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
est marié polygame, veuf ou divorcé. Les
ménages qui abritent ces enfants sont des ménages non pauvres, de
religion musulmane.
Le groupe des enfants actifs vivant en milieu rural du
Centre, de l'Extrême-nord et du Sud dont le chef de ménage est de
religion protestante, marié monogame ou en union libre. Ces
ménages ont un niveau de vie classé pauvre et le chef de
ménage y est généralement d'un niveau d'instruction
primaire ou secondaire.
Schéma 5 : Oppositions sur le
troisième axe factoriel.
Enfant inactif, milieu urbain, non pauvre, musulman, CM non
scolarisé marié polygame, veuf ou divorcé, etc.
CONTRE
Enfant actif, milieu rural, pauvre, CM de niveau d'instruction
secondaire au plus, protestant, union libre, Centre , Sud et Extrêmenord
etc.
Source : L'auteur.
Ce troisième axe apporte quasiment les mêmes
informations que le premier axe en ce qui concerne le profil des enfants non
scolarisés ou ayant abandonné et celui des enfants ayant
achevé.
Le graphique suivant ainsi que les contributions,
coordonnées, cosinus carrés et valeurs tests en annexe (Tableaux
A7, A8 et A9) permettent d'étayer nos analyses.
Graphique 5 : Représentation du
nuage des variables actives et illustratives sur le plan factoriel formé
par les axes 1 et 2.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Source : Sortie SPAD d'après les données
d'ECAM 3.
Ce graphique ainsi que le graphique B1
(en annexe) ressortent deux pôles qui correspondent aux
profils recherchés.
NB : Les modalités illustratives
sont en bleu sur le graphique. Profil 1 : Les enfants ayant
achevé leurs études primaires
Le premier pôle (pôle 1) correspond aux enfants
ayant achevé leurs études primaires. Ces enfants
présentent pour la plupart les caractéristiques suivantes :
Ils vivent en milieu urbain des villes de Yaoundé, Douala
et des régions du centre, du Littoral, du Sud et du Sud-ouest ;
Le chef de ménage de sexe féminin et de niveau
d'instruction secondaire 1er cycle minimum est de religion
chrétienne et est soit célibataire, soit marié au statut
monogame ;
Ils sont inactifs, célibataires et entretiennent des
relations d'ordre familial avec le chef de ménage (fils, fille ou autre
parent) ;
Le ménage a un niveau de vie classé non pauvre,
est de petite ou moyenne taille et renferme dans sa composition des enfants de
moins de six ans.
Profil 2 : Les enfants non scolarisés ou
ayant abandonné leurs études primaires
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Ces enfants correspondent au deuxième pôle sur
notre graphique et présentent pour la plupart les
caractéristiques suivantes :
Ils vivent en milieu rural des régions de l'Adamaoua, de
l'Extrême-nord et du Nord ; Les chefs des ménages où ils
vivent sont généralement polygames, de religion musulmane, n'ont
pas été scolarisés ou ont un niveau d'instruction primaire
tout au plus ;
Ils sont déjà en activité
Ils vivent dans des ménages pauvres et de grande taille
où on n'y trouve pas de personnes âgées ;
Ce chapitre nous a permis de dégager les
caractéristiques des enfants qui achèvent ainsi que celles des
enfants qui n'achèvent, ceci de façon descriptive. Nous allons
dans le prochain chapitre effectuer une analyse inférentielle afin de
déterminer si oui les caractéristiques qui se sont
dégagées dans l'analyse descriptive se révèlent
être les mêmes dans l'analyse inférentielle. Nous y
dégagerons également une hiérarchisation de l'ordre des
effets des différentes variables.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
CHAPITRE IV: ANALYSE EXPLICATIVE DE
L'ACHÈVEMENT DU CYCLE D'ENSEIGNEMENT
PRIMAIRE
Dans ce chapitre, il est question d'identifier les facteurs
qui influencent significativement l'achèvement du cycle d'études
primaires pour les enfants de 9 à 16 ans. Pour ce faire, nous allons
construire deux modèles de régression logistique. Le premier
modèle qui est un modèle de régression logistique simple a
pour variable dépendante une variable dichotomique «
achèvement 1» avec les modalités `a achevé' et `non
achevé'. Le deuxième modèle plus précis que le
premier a pour variable dépendante une variable à trois
modalités `a achevé', `a abandonné', `non
scolarisé', variable que nous avons appelé « achevement2
». L'intérêt de ce dernier modèle est
d'apprécier davantage le non achèvement selon la véritable
cause. Nos analyses seront faites au seuil de significativité de 5 %. Le
logiciel avec lequel nous travaillons est STATA en sa version 11.
IV.1 Présentation des variables
IV.1.1 Les variables dépendantes
Nos variables dépendantes pour les deux modèles
explicatifs sont tour à tour :
Pour le modèle logit simple visant à expliquer
l'achèvement une variable dichotomique discrète à deux
modalités que nous appellerons « achevement1 ». Cette variable
prend la valeur 0 si l'individu n'a pas achevé sa scolarisation du
primaire et
1 si ce dernier a achevé ;
Pour le modèle logit multinomial visant à
expliquer outre l'achèvement mais aussi le
non scolarisation, une
variable discrète à trois modalités que nous appellerons
«
achevement2 ». Cette variable prend la valeur 1 si l'individu
n'a jamais été scolarisé,
2 s'il a été victime d'un abandon et 3 s'il a
achevé son cycle d'enseignement primaire.
Ces variables ont été construites à
partir des variables initiales du questionnaire « niveau d'instruction de
l'individu », « dernière classe fréquentée avec
succès » et « fréquentation actuelle d'un
établissement ».
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun IV.1.2
Les variables indépendantes
Nous avons procédé au regroupement des
variables selon les caractéristiques énoncées dans la
revue de la littérature. Les modalités de ces variables sont les
mêmes que dans le tableau récapitulatif du dictionnaire des
variables de l'ACM.
IV.1.2.1 Les caractéristiques
familiales
Le niveau de vie du ménage
Le niveau d'instruction du chef de ménage
Le sexe du chef de ménage Le milieu de
résidence
La religion du chef de ménage
La région de résidence
La présence d'un enfant dans le ménage
IV.1.2.2 Les caractéristiques individuelles
Le lien de parenté avec le chef de ménage La
situation dans l'activité de l'enfant
Le statut dans l'handicap
IV.2 Présentation du modèle de
régression logistique
Notre variable dépendante est l'achèvement du
cycle primaire. Elle est définie comme suit:
Y = f1 si renfant a acheve 0 sinon Cette variable
étant dichotomique, nous allons utiliser un modèle de
régression logistique.
Soit X = (xi, x2, ... . , xp) le vecteur des
variables indépendantes ou explicatives. Les
variables quantitatives sont utilisées en
l'état, les variables qualitatives sont dichotomisées. La
régression logistique permet de déterminer parmi les variables
explicatives, celles qui influencent significativement l'utilisation de la
contraception moderne. Elle vise la production d'un modèle permettant de
prédire les valeurs prises par une variable catégorielle
binaire12, à partir d'une série de variables
explicatives.
12 Ici il s'agit de la variable achèvement du cycle
primaire
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Le modèle logistique admet pour variable
expliquée, non pas un codage quantitatif associé à la
réalisation d'un évènement, mais la probabilité
d'apparition de cet évènement, conditionnellement aux variables
exogènes.
Soit le modèle dichotomique suivant :
P1 = Prob(Y1 = 1|X1) = F(X1f3) ? i = 1,...., N où F(. )
qui est la fonction de
répartition des erreurs correspond à la fonction
de répartition de la loi logistique13 et â le vecteur
des paramètres à estimer.
~
Ainsi P1 = 1123456 i = 1,2,... .., N.
Dans le modèle de régression logistique, on pose
que les erreurs ont une distribution
logistique d'espérance E(e') = 0 et de variance Var(e') =
nEi
G .
La méthode d'estimation utilisée pour le calcul
des probabilités est celle du maximum de vraisemblance.
Après l'estimation du modèle, un certain nombre
de tests sont effectués pour examiner sa
qualité. il s'agit notamment du
test de khi-deux pour la significativité globale du modèle, du
LR-test et du test de Hosmer et Lemeshow pour la qualité de
l'ajustement, de la courbe ROC pour l'évaluation du pouvoir discriminant
du modèle etc.
Les interprétations des résultats du
modèle sont basées sur les signes des coefficients des variables
significatives et les rapports de côtes ou « odds ratio ». Une
variable dont le coefficient a un signe positif, influence positivement
l'achèvement, autrement dit la probabilité d'achever le cycle
primaire croit avec cette variable. A l'inverse lorsque le signe est
négatif, la probabilité d'achever le cycle primaire
décroit avec cette variable. Un odds ratio traduit les rapports de
chances de l'achèvement. Un rapport de côte supérieur
à 1 signifie que l'événement au numérateur a plus
de chance de se produire que l'évènement contraire sinon on dira
que l'événement a moins de chance de se produire. On les
interprète uniquement pour les variables significatives.
13 La loi logistique a une espérance nulle et
une variance de 1T2/
3
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
IV.3 Résultats du modèle de
régression logistique simple
IV.3.1 Qualité du modèle
La qualité du modèle estimé
s'évalue à travers la significativité globale du
modèle, son ajustement, son pouvoir prédictif et son pouvoir
discriminant. Pour ce faire, des tests sont effectués pour chacun de ces
critères.
IV.3.1.1. Significativité globale du
modèle
Le test du Khi-deux est utilisé pour mesurer la
significativité globale. L'hypothèse nulle de ce test est H0:
tous les coefficients des variables explicatives sont nuls contre
l'hypothèse alternativeH1: Il existe au moins une variable dont le
coefficient est différent de zéro. On rejette H0 si la p-value
est inférieur au seuil de significativité (ici 5%).
On constate d'après le tableau 15 ci-dessous que le
modèle est globalement significatif (p-value = 0,000 inférieure
à 5 %). Ainsi il existe au moins une des variables indépendantes
qui influence significativement l'achèvement du cycle primaire par les
enfants.
Tableau 16 : Récapitulatif du
modèle de régression logistique simple.
Nombre
d'observations
|
4357
|
Statistique du
Chi2
ddl
|
932,77
27
|
Pvalue
|
0,0000
|
Log likelihood
|
-913,4478
|
Pseudo R2
|
0,3282
|
|
Concernant la significativité individuelle des
coefficients, les résultats du test de Wald au seuil de 5% indiquent que
les coefficients des modalités suivantes : « autre » de
religion, « Yaoundé », « Adamaoua », « Centre
», « Est », « Littoral » et « Sud » de
région, « Fils/fille du chef de ménage », « autre
parent », « sans lien de parenté » de la variable lien de
parenté ne sont pas significatifs. (Voir tableau
18)
IV.3.1.2. Ajustement global du
modèle
Pour mesurer le niveau d'ajustement global du modèle,
nous utilisons le test de Hosmer et Lemeshow. Ce test permet de comparer les
valeurs prédites et les valeurs observées des modalités de
la variable d'intérêt, après regroupement des individus en
classe. Pour le cas d'espèce nous avons procédé à
un regroupement en 10 classes. On utilise ensuite la distance de khi deux pour
évaluer l'écart entre les fréquences observées et
prédites. Lorsque cette
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun
distance est relativement petite, on considère que le
modèle est bien calibré. Les hypothèses associées
à ce test sont :
Ho : Le modèle s'ajuste bien aux données.
H1 : Le modèle ne s'ajuste pas bien aux
données.
Au regard du tableau 16 ci-dessous, nous pouvons conclure qu'au
seuil de significativité de 5% le modèle s'ajuste bien aux
données (P-value=0,2494>5%).
Tableau 17 : Résultats du test de Hosmer
et Lemeshow d'ajustement du modèle logistique simple.
Logistic model for achevement1. goodness-of-fit test
(Table collapsed on quantiles of estimated
probabilities)
Group
|
Prob
|
Obs_1
|
Ex p_1
|
Obs_0
|
Ex p_0
|
Total
|
1
|
0.6887
|
202
|
204.7
|
234
|
231.3
|
436
|
2
|
0.8650
|
347
|
348.5
|
90
|
88.5
|
437
|
3
|
0.9238
|
396
|
391.1
|
40
|
44.9
|
436
|
4
|
0.9512
|
412
|
407.5
|
22
|
26.5
|
434
|
5
|
0.9690
|
414
|
419.0
|
22
|
17.0
|
436
|
6
|
0.9803
|
428
|
425.2
|
8
|
10.8
|
436
|
7
|
0.9868
|
434
|
433.9
|
7
|
7.1
|
441
|
8
|
0.9917
|
427
|
425.5
|
3
|
4.5
|
430
|
9
|
0.9950
|
432
|
434.2
|
5
|
2.8
|
437
|
10
|
0.9993
|
430
|
432.5
|
4
|
1.5
|
434
|
|
number of observations = 4357
number of groups = 10
Hosmer-Lemeshow chi2(8) = 10.23
Prob > chi2 = 0.2494
Tableau 18 : Autres résultats
d'adéquation du modèle aux données. Measures of
Fit for logit of achevement1
Log-Lik Intercept Only:
|
-1414.848
|
Log-Lik Full Model:
|
-948.463
|
D(4327):
|
1896.927
|
LR(29):
|
932.769
|
|
|
Prob > LR:
|
0.000
|
McFadden's R2:
|
0.330
|
McFadden's Adj R2:
|
0.308
|
Maximum Likelihood R2:
|
0.193
|
Cragg & uhler's R2:
|
0.193
|
McKelvey and Zavoina's R2:
|
0.471
|
Efron's R2:
|
0.308
|
Variance of y*:
|
6.224
|
Variance of error:
|
3.290
|
Count R2:
|
0.919
|
Adj Count R2:
|
0.191
|
AIC:
|
0.449
|
AIC*n:
|
1956.927
|
BIC:
|
-34361.339
|
BIC':
|
-689.762
|
|
IV.3.1.3. Pouvoir prédictif du
modèle
Le pouvoir prédictif du modèle mesure sa
capacité à bien estimer la variable dépendante. Pour cela
on compare les valeurs prédites et les valeurs observées afin de
ressortir la sensibilité (probabilité pour un enfant d'être
classé parmi les enfants ayant achevé sachant qu'il a
effectivement achevé) et la spécificité
(probabilité pour un enfant d'être classé parmi les enfants
n'ayant pas achevé sachant qu'il n'a effectivement pas achevé).
Le tableau ci - dessous récapitule les résultats obtenus sur la
force de prédiction de notre modèle. Il en ressort une
sensibilité de 98,14% pour une spécificité de 35,86%, soit
un taux de bonne
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun
prédiction global de 91,9%. Le
modèle a donc un fort pouvoir prédictif, et semble mieux
prévoir le statut des enfants ayant achevé que ceux n'ayant pas
achevé. Ainsi, la probabilité pour un enfant ayant achevé
d'être classé comme tel est de 98,1% tandis que celle d'être
classé parmi les enfants n'ayant pas achevé sachant que c'est
effectivement le cas est de 35,9%.
Tableau 19 : Récapitulatif de la force
de prédiction du modèle.
|
|
|
|
|
|
Non achevé
|
Taux de
bonne
prédiction
|
Valeurs
observées
|
Achevement
1
|
A achevé
|
3849
|
279
|
98,14%
|
|
73
|
156
|
35,86%
|
|
Taux de bonne prédiction global du
modèle
|
91,92%
|
|
IV.3.1.4. Pouvoir discriminant du
modèle
La courbe ROC est généralement utilisée
comme indicateur de la capacité du modèle à discriminer.
La courbe ROC représente la sensibilité en fonction de la
spécificité. La surface sous cette courbe nous permet
d'évaluer la précision du modèle pour discriminer les
outcomes positifs y = 1 des outcomes négatifs y = 0.
Au regard de l'aire de la courbe ROC14 (0,8794), nous pouvons
conclure que le pouvoir discriminant du modèle est excellent.
Graphique 6 : Représentation de la
sensibilité en fonction de la spécificité (courbe ROC).
14 Les critères d'interprétation de la
courbe ROC se retrouvent en annexe en encadré C1
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
OCD 025 CBD ars 1.00
0.00 0.25 0.50 0.75 1.00
1 - Specificity
Area under ROC curve = 0.8794
Source : Sortie STATA à partir des données d'ECAM
3.
IV.3.2 Interprétation des
résultats
Parmi les variables explicatives retenues pour le
modèle, sept sont significatives. Il s'agit du niveau d'instruction du
chef de ménage (NIVINSCM), de la région (region), du niveau de
vie du ménage (NIVIE), de la situation d'activité de l'enfant
(actif), du sexe du chef de ménage (SEXCM), de la religion (Religion) et
de la présence ou non d'un enfant (penfant)
Dans l'ensemble, toutes les variables ont un coefficient
positif (à l'exception de penfant, de religion et de Milieu). Ce qui
traduit le fait que la probabilité pour un enfant d'achever le cycle
d'études primaires croit avec ces variables. Les interprétations
qui vont suivre se font à partir du tableau 18 (page 63). Ces
interprétations se basent sur les rapports de côte et les effets
marginaux.
IV.3.2.1 Influence des caractéristiques
socio-économiques, démographiques, culturelles et
familiales
· La religion
L'influence de la religion sur l'achèvement est
significativement non nulle. En effet un enfant vivant dans un ménage de
religion catholique a 3,3 fois plus de chance d'achever qu'un enfant vivant
dans un ménage de religion musulmane. Ce qui montre la
sensibilité de l'achèvement chez les musulmans.
Lorsqu'on s'intéresse aux effets marginaux de cette
variable, il apparait que la religion influence à la baisse dans le cas
d'un chef de ménage protestant ou musulman la probabilité que
l'enfant achève comparativement à un enfant dont le chef de
ménage est de religion catholique qui est la modalité de
référence.
· Le niveau d'instructi on du chef de
menage
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
Le niveau d'instruction du chef de ménage influence
significativement et de façon positive l'achèvement. Un enfant
vivant dans un ménage où le chef de ménage a un niveau
d'instruction primaire a 1,5 fois plus de chance d'achever qu'un enfant vivant
dans un ménage où le chef de ménage n'a pas
été scolarisé. Tandis que les enfants vivant dans un
ménage où le chef de ménage a un niveau d'instruction
secondaire 1er cycle, secondaire 2nd cycle ou
supérieur ont respectivement 4,3, 6,7 et 10,7 fois plus de chance
d'achever qu'un enfant vivant dans un ménage où le chef de
ménage n'a pas été scolarisé. Cela témoigne
du fait qu'un parent qui a fréquenté sait reconnaitre
l'importance de l'école et par conséquent peut être une
aide pour l'enfant à la maison et l'encourager dans ce sens.
Le niveau d'instruction influence à la hausse la
probabilité pour un enfant d'achever lorsqu'il s'agit des niveaux
d'instruction primaire, secondaire 1er cycle, secondaire
2nd cycle et supérieur comparativement au niveau
d'instruction non scolarisé pris comme référence. Cela
signifie que la probabilité, pour un enfant dont le chef de
ménage a un niveau d'instruction primaire, secondaire 1er
cycle, secondaire 2nd cycle ou supérieur, d'achever augmente
comparativement à celui dont le chef de ménage est non
scolarisé. Ces hausses s'établissent respectivement à
0.0141701, 0.0392839, 0.0436153 et 0.0447677.
· La region
De même que les variables précédentes, la
région influence positivement l'achèvement. En effet les enfants
vivant dans les régions du Nord-ouest, de l'Ouest et du Sud-ouest ont
respectivement 2,6, 2,1 et 2,2 fois plus de chance d'achever que les enfants
vivant à Douala. Par ailleurs les enfants vivant dans les régions
de l'Extrême-nord et du Nord ont moins de chance d'achever que les
enfants vivant à Douala. Ceci résulte déjà de
l'inégale répartition des écoles primaires ainsi que du
personnel enseignant sur l'ensemble du territoire national. Mais une autre
explication relève de la rigueur observée dans enseignements
anglophones par rapport au sous-système francophone.
La région de résidence influence à la
hausse la probabilité d'achever en ce qui concerne les régions de
l'Ouest, du Nord-ouest et du Sud-ouest comparativement à la ville de
Douala. A contrario, elle influence à la baisse la probabilité
d'achever en ce qui concerne les régions du Nord et de
l'Extrême-nord.
· Le niveau de vie du menage
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
L'achèvement du cycle d'enseignement primaire par un
enfant camerounais est positivement influencé par le niveau de vie du
ménage dans lequel il vit. En effet un enfant vivant dans un
ménage non pauvre a près de 2 fois (1,7) plus de chance d'achever
qu'un enfant vivant dans un ménage pauvre.
Le niveau de vie du ménage influence à la
hausse la probabilité d'achever dans le cas des ménages non
pauvres comparativement aux ménages pauvres. Cette hausse
s'établit à 0,0119478.
· Le milieu de résidence du
ménage
Un enfant vivant en milieu urbain a 1,4 fois plus de chance
d'achever qu'un enfant vivant en milieu rural. Ce résultat relève
à la fois du manque d'infrastructures scolaires de même que de
personnel enseignant en milieu rural par rapport au milieu urbain mais aussi
des conditions d'existence précaires observées en milieu
rural.
Le milieu rural influence à la baisse la
probabilité d'achever comparativement au milieu urbain. Cette baisse
s'établit à -,0128344.
· Le sexe du chef de menage
Les enfants vivant dans des ménages dirigés par
des femmes ont 1,4 fois plus de chance d'achever que les enfants vivant dans
des ménages dirigés par des hommes.
Le sexe du chef de ménage influence à la hausse la
probabilité d'achever dans le cas d'un chef de ménage femme
comparativement à un ménage dirigé par un homme
· La présence d'un enfant dans le
ménage
La présence d'un enfant de moins de six ans dans le
ménage affecte significativement l'achèvement. En effet les
enfants vivant dans des ménages ne comprenant pas des enfants de moins
de six ans ont 1,3 fois plus de chance d'achever que ceux vivant dans des
ménages comprenant en son sein un enfant de moins de six ans. Ceci
s'explique par le fait que la présence d'un enfant de moins de six ans
dans le ménage peut perturber la bonne marche des études d'un
enfant. En effet, les enfants de moins de six ans nécessitent une prise
en main ou un suivi et très souvent les ainés bien que enfants
eux-mêmes y sont associés, ce qui peut troubler le bon
déroulement de leurs études.
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun IV.3.2.2
Influence des caractéristiques individuelles
· La situation d'activité de
l'enfant
L'achèvement varie suivant la situation
d'activité de l'enfant. Les enfants non travailleurs ont près de
3 fois (2,92) plus de chance d'achever que les enfants travailleurs. En effet
l'entrée en activité réduit considérablement le
temps consacré aux études par l'enfant et peut par
conséquent entrainer de mauvais résultats scolaires pouvant par
la suite entrainer un abandon scolaire.
La situation d'activité de l'enfant influence à la
hausse la probabilité d'achever dans le cas d'un enfant inactif
comparativement à un enfant actif. Cette hausse s'établit
à ,0441993.
· Le statut dans l'handicap de l'enfant
Les enfants qui ne sont pas victimes d'un handicap ont 2.2
fois plus de chance d'achever que les enfants victimes d'un handicap. En effet,
l'handicap physique d'un enfant peut affecter ses performances scolaires. Un
handicap des yeux par exemple joue sur la capacité de lecture de
l'enfant et peut donc l'empêcher de bien assimiler ses cours.
Tableau 20 : Synthèse des
résultats, variables significatives du modèle de
régression logistique simple.
|
Variables
|
Coefficients
|
P_value
|
Odd Ratio
|
Effets marginaux
|
Sig.
|
|
Religion (mr: Catholique)
|
|
|
|
|
|
|
Protestant Musulman
Autre
|
-,4039522
-1,187245
-,1774176
|
0,015
0,000
0,504
|
0,6628681 0,307895 0,851339
|
-,0153925
-,0645553
-,0068891
|
* * -
|
|
Niveau d'instruction du chef de ménage (mr:
Non scolarisé)
|
|
|
|
|
|
|
Primaire Secondaire 1er cycle Secondaire 2nd cycle
|
,4212977
1,476497
1,913037
|
0,004
0,000
0,000
|
1,523938
4,377583
6,773631
|
,0141701
,0392839
,0436153
|
*
*
*
|
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
|
Supérieur
|
2,368601
|
0,000
|
10,68244
|
,0447677
|
*
|
|
Région (mr: Douala)
|
|
|
|
|
|
|
Yaounde
|
-,1479492
|
0,744
|
,8624749
|
-,005648
|
-
|
|
Adamaoua
|
-,3909427
|
0,344
|
,6764189
|
-,0166583
|
-
|
|
Centre
|
,5650023
|
0,199
|
1,759452
|
,0165091
|
-
|
|
Est
|
-,1644998
|
0,697
|
,8483179
|
-,0063498
|
-
|
|
Extreme-nord
|
-1,121577
|
0,003
|
,3257656
|
-,0639359
|
*
|
|
Littoral
|
-,2067812
|
0,621
|
8131976
|
-,0081244
|
-
|
|
Nord
|
-,9276005
|
0,019
|
,3955016
|
-,0503481
|
*
|
|
Nord-ouest
|
,9753872
|
0,018
|
2,652194
|
,025867
|
*
|
|
Ouest
|
,7890817
|
0,049
|
2,176993
|
,0223369
|
*
|
|
Sud
|
,687882
|
0,167
|
1,989497
|
,0216507
|
-
|
|
Sud-ouest
|
.7779445
|
0.067
|
2.201374
|
.0191957
|
**
|
|
Situation d'activité de l'enfant
(mr:
|
|
|
|
|
|
|
Enfant travailleur)
|
|
|
|
|
|
|
Enfant non travailleur
|
1,072318
|
0,000
|
2,922144
|
,0441993
|
*
|
|
Milieu de vie du ménage (mr:
|
|
|
|
|
|
|
Urbain)
|
|
|
|
|
|
|
Rural
|
-,3410524
|
0,017
|
,7110217
|
-,0128344
|
*
|
|
Lien de parenté avec le chef
de
ménage (mr: Chef de ménage)
|
|
|
|
|
|
|
Conjoint du chef de ménage
|
-2,448005
|
0,001
|
,0864659
|
-,2686729
|
*
|
|
Fils/fille du chef de ménage
|
,6318498
|
0,339
|
1,881087
|
,0251347
|
-
|
|
Autre parent
|
-2,429558
|
0,767
|
1,218299
|
,0068829
|
-
|
|
Sans lien de parenté
|
,3241858
|
0,676
|
,0880758
|
-,267059
|
-
|
|
Domestique
|
,1974558
|
0,008
|
1,382904
|
,0101531
|
*
|
|
Niveau de vie du ménage (mr:
|
|
|
|
|
|
|
Pauvre)
|
|
|
|
|
|
|
Non pauvre
|
,5590798
|
0,000
|
1,731995
|
0,0119478
|
*
|
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
|
Sexe du chef de ménage (mr:
Masculin)
|
|
|
|
|
|
|
Féminin
|
,338454
|
0,019
|
1,402777
|
,0115445
|
*
|
|
Présence d'un enfant de moins de
six
ans (mr: Non)
|
|
|
,
|
|
|
|
Oui
|
-,2580077
|
0,051
|
0,7725893
|
-0,0091307
|
**
|
|
Statut dans l'handicap (mr : Enfant
handicapé)
|
|
|
|
|
|
|
Enfant non handicapé
|
-,7906986
|
0,054
|
,4535278
|
-,0205723
|
**
|
* Significativité à P=0,05 **
Significativité à P=0,1 - non significative mr : modalité
de référence
Source : Nos estimations d'après les données
d'ECAM3 sous le logiciel STATA.
Ainsi toutes les variables qui contribuent à l'explication
de l'achèvement n'ont pas les mêmes effets.
Nous allons dès à présent estimer le
deuxième modèle à savoir le modèle logistique
multinomial non ordonné.
IV.4 Résultats du modèle logistique
multinomial non ordonné.
IV.4.1 Test de l'hypothèse IIA
Avant d'impléménter un modèle logit
multinomial, il est recommandé de vérifier l'hypothèse IIA
(Independance of Irrelevant Alternative) i.e. en français
l'hypothèse d'Indépendance des Alternatives Non Pertinentes.
Cette hypothèse stipule que les termes aléatoires åj
sont indépendamment et identiquement distribués. Ces termes
d'erreurs doivent être indépendants entre les différentes
valeurs ou modalités que peut prendre la variable dépendante. En
d'autres termes, cette hypothèse traduit le fait que le rapport de deux
probabilités associées à deux évènements
particuliers est indépendant des autres événements.
Le test que nous avons utilisé pour tester cette
hypothèse est le test de Hausman (1978), comparant un estimateur
convergent mais non efficace (less efficient), à un estimateur
convergent et efficace (more efficient). L'hypothèse nulle de
ce test étant H0 : la propriété IIA est
vérifiée. Le test de Hausman s'est avéré
significatif ne nous permettant pas ainsi de valider cette hypothèse.
Toutefois dans la pratique il est très souvent difficile de valider
cette hypothèse. Considérant les modalités de notre
variable dépendante qui sont peu comparables
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
voir même incomparables et qui de plus ne résultent
pas d'un choix mais relèvent plutôt d'un constat, nous nous
permettons d'admettre cette hypothèse.
IV.4.2 Résultats du modèle
L'estimation du modèle logistique multinomial
indépendant nous donne les résultats consignés dans les
tableaux ci-dessous.
La statistique du test du rapport de vraisemblance a une
valeur de 1005,41 avec une probabilité critique nulle, traduisant ainsi
un bon ajustement du modèle (voir tableau 19
cidessous). La modalité "A achevé" a été prise
comme référence.
Tableau 21 : Récapitulatif du
modèle logistique multinomial.
|
Nombre
d'observations
|
4357
|
|
Statistique du
Chi2
|
1010.70
|
|
ddl
|
58
|
|
Pvalue
|
0,0000
|
|
-
|
|
Log likelihood
|
1122.9498
|
|
Pseudo R2
|
0.3104
|
Source : Sortie STATA à partir des données d'ECAM
3.
Les résultats montrent qu'un nombre important de
modalités de facteurs sociodémographiques sont significatifs
(ceux dont la p-value<5%).
IV.4.2.1. Interprétation des résultats
des estimations de la probabilité d'être "Non
scolarisé"
Un enfant qui habite dans un ménage où le niveau
d'instruction du chef de ménage est primaire, secondaire ou
supérieur a moins de chance que celui qui est dans un ménage
où le chef est non scolarisé, d'être lui-même non
scolarisé plutôt que d'achever le cycle primaire. Autrement dit la
probabilité pour l'enfant d'être non scolarisé est plus
grande lorsque le chef de ménage est non scolarisé. Cette
probabilité est plus grande dans les ménages où le chef
est musulman, par rapport à ceux où le chef est catholique.
Cependant, lorsque le chef de ménage est une femme plutôt qu'un
homme, la probabilité pour un enfant d'être non scolarisé
plutôt que d'achever le cycle primaire est plus faible. De plus, cette
probabilité est d'autant plus grande que l'enfant vit en milieu rural et
d'autant plus faible que celui-ci vit dans un ménage non pauvre. Ces
résultats semblent bien confirmer nos analyses exploratoires dans le
sens où, plus le chef de ménage est instruit, moins l'enfant est
exposé à la non scolarisation, de même
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
que le fait de vivre dans un ménage non pauvre diminue le
risque pour un enfant d'être non scolarisé.
L'analyse des effets marginaux (colonne effets marginaux du
tableau 20) pour cette modalité de la variable dépendante
suggère le commentaire qui suit. Le fait d'appartenir à la
religion musulmane ou de vivre en milieu rural augmente la probabilité
relative d'être non scolarisé plutôt que d'achever. De
même le fait pour un chef de ménage d'être instruit diminue
la probabilité relative pour un enfant d'être non scolarisé
plutôt que d'achever. Cette baisse est d'autant plus importante que le
niveau d'instruction du chef de ménage est élevé. Par
ailleurs cette même probabilité relative diminue lorsque le chef
de ménage est de sexe féminin ou encore lorsque le ménage
est classé non pauvre.
Tableau 22 : Estimations pour la modalité
"Non scolarisé" comparativement à la modalité "A
achevé".
|
Variables
|
Coefficient
|
P-value
|
Effets
marginaux
|
Sig.
|
|
Religion (mr : Catholique)
|
|
|
|
|
|
Protestant
|
48627
|
0.182
|
.0009333
|
-
|
|
Musulman
|
1.05751
|
0.003
|
.0026831
|
*
|
|
Autre
|
.4122888
|
0.396
|
.000902
|
-
|
|
Niveau d'instruction du chef de ménage (mr
:
Non scolarisé)
|
|
|
|
|
|
Primaire
|
-.814889
|
0.005
|
-.0012957
|
*
|
|
Secondaire 1er cycle
|
-1.845125
|
0.000
|
-.0023002
|
*
|
|
Secondaire 2nd cycle
|
-2.500556
|
0.001
|
-.0026576
|
*
|
|
Supérieur
|
-2.322057
|
0.028
|
-.0021176
|
*
|
|
Région (mr : Douala)
|
|
|
|
|
|
Yaounde
|
12.22943
|
0.978
|
.9916072
|
-
|
|
Adamaoua
|
12.93556
|
0.977
|
.9965516
|
-
|
|
Centre
|
11.85849
|
0.979
|
.9895643
|
-
|
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
|
Est
|
13.30815
|
0.976
|
.9972172
|
-
|
|
Extreme-nord
|
13.81299
|
0.975
|
.9976391
|
-
|
|
Littoral
|
12.7002
|
0.977
|
.9956816
|
-
|
|
Nord
|
13.97485
|
0.975
|
.9981279
|
-
|
|
Nord-ouest
|
11.75014
|
0.979
|
.9811143
|
-
|
|
Ouest
|
11.29969
|
0.980
|
.9675011
|
-
|
|
Sud
|
11.30214
|
0.980
|
.9838736
|
-
|
|
Sud-ouest
|
11.97013
|
0.979
|
.9862959
|
-
|
|
Situation d'activité de l'enfant (mr :
Enfant
travailleur)
|
|
|
|
|
|
Enfant non travailleur
|
.2844267
|
0.290
|
.000594
|
-
|
|
Milieu de vie du ménage (mr :
Urbain)
|
|
|
|
|
|
Rural
|
1.240559
|
0.000
|
.0028016
|
*
|
|
Lien de parenté avec le chef de
ménage (mr :
Chef de ménage)
|
|
|
|
|
|
Conjoint du chef de ménage
|
.086722
|
0.955
|
-.0004672
|
-
|
|
Fils/fille du chef de ménage
|
-.9875935
|
0.375
|
-.0021295
|
-
|
|
Autre parent
|
-.7822952
|
0.486
|
-.0012632
|
-
|
|
Sans lien de parenté
|
-1.275071
|
0.393
|
-.0013544
|
-
|
|
Domestique
|
-12.86678
|
0.996
|
-.0019446
|
-
|
|
Niveau de vie du ménage (mr :
Pauvre)
|
|
|
|
|
|
Non pauvre
|
-.6485063
|
0.017
|
-.0013591
|
*
|
|
Sexe du chef de ménage (mr :
Masculin)
|
|
|
|
|
|
Féminin
|
-.9235531
|
0.007
|
-.0014606
|
*
|
|
Présence d'un enfant de moins de six
ans
(mr : Non)
|
|
|
|
|
|
Oui
Statut dans l'handicap (mr
:Enfant
handicapé)
Enfant handicapé
|
.2928272
.3007818
|
0.282
0.646
|
.0004524
.0005112
|
-
-
|
* Significativité à P=0.05 - non significative mr :
modalité de référence
Source : Nos estimations d'après les données
d'ECAM3 sous le logiciel STATA.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
IV.4.2.2. Interprétation des
résultats des estimations de la
probabilitéd'abandonner
La probabilité pour un enfant d'abandonner plutôt
que d'achever le cycle primaire est plus grande lorsque le chef de
ménage est de religion protestante ou musulmane plutôt que
catholique. Lorsqu'on s'intéresse au niveau d'instruction du chef de
ménage, cette probabilité est d'autant plus faible que le chef de
ménage a un niveau d'instruction supérieur ou égal au
secondaire. Par ailleurs cette probabilité est d'autant plus faible que
l'enfant réside dans les régions de l'Ouest, du Nord-ouest et du
Sud-ouest. De même, cette probabilité est d'autant plus faible que
l'enfant est inactif, vit dans un ménage non pauvre dirigé par
une femme. Elle est plus grande lorsque l'on trouve dans le ménage un
enfant de moins de six ans de même que lorsque l'enfant entretient avec
le chef de ménage une relation de conjoint ou de domestique.
Tableau 23 : Estimations pour la modalité
"A abandonné" comparativement à la modalité "A
achevé".
|
Variables
|
Coefficient
|
P-value
|
Sig.
|
|
Religion (mr : Catholique)
|
|
|
|
|
Protestant
|
.372527
|
0.039
|
*
|
|
Musulman
|
1.203006
|
0.000
|
*
|
|
Autre
|
.12319
|
0.669
|
-
|
|
Niveau d'instruction du chef de ménage (mr :
Non scolarisé)
|
|
|
|
|
Primaire
|
-.3277887
|
0.041
|
-
|
|
Secondaire 1er cycle
|
-1.391071
|
0.000
|
*
|
|
Secondaire 2nd cycle
|
-1.791306
|
0.000
|
*
|
|
Supérieur
|
-2.340497
|
0.000
|
*
|
|
Région (mr : Douala)
|
|
|
|
|
Yaounde
|
.0561188
|
0.904
|
-
|
|
Adamaoua
|
.2251708
|
0.598
|
-
|
|
Centre
|
-.7412516
|
0.103
|
-
|
|
Est
|
-.1907728
|
0.668
0.022
|
-
|
|
Extreme-nord
|
.8916144
|
*
|
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
|
Littoral
|
.0185255
|
0.966
|
-
|
|
Nord
|
.5997555
|
0.146
|
-
|
|
Nord-ouest
|
-1.215913
|
0.005
|
*
|
|
Ouest
|
-.9264892
|
0.024
|
*
|
|
Sud
|
-.7915563
|
0.124
|
-
|
|
Sud-ouest
|
-1.008084
|
0.023
|
*
|
|
Situation d'activité de l'enfant (mr
:
Actif)
|
|
|
|
|
Inactif
|
-1.442769
|
0.000
|
*
|
|
Milieu de vie du ménage (mr
:
Urbain)
|
|
|
|
|
Rural
|
.1351159
|
0.377
|
-
|
|
Lien de parenté avec le chef de ménage
(mr: Chef de ménage)
|
|
|
|
|
Conjoint du chef de ménage
|
2.850063
|
0.001
|
*
|
|
Fils/fille du chef de ménage
|
-.4807335
|
0.518
|
-
|
|
Autre parent
|
.0108352
|
0.988
|
-
|
|
Sans lien de parenté
|
-.042935
|
0.960
|
-
|
|
Domestique
|
2.627305
|
0.007
|
*
|
|
Niveau de vie du ménage (
mr:
Pauvre)
|
|
|
|
|
Non pauvre
|
-.5262193
|
0.000
|
*
|
|
Sexe du chef de ménage (
mr:
Masculin)
|
|
|
|
|
Féminin
|
-.2191535
|
0.153
|
-
|
|
Présence d'un enfant de moins de
six ans
(mr: Non)
|
|
|
|
|
Oui Statut dans l'handicap
(mr :Enfant handicapé)
Enfant handicapé
|
.2500069
1.019247
|
0.079
0.033
|
-
*
|
* Significativité à P=0,05 - non significative mr :
modalité de référence
Source : Nos estimations d'après les données
d'ECAM3 sous le logiciel STATA.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
IV.5 Hiérarchisation des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun
Les sections précédentes nous ont permis de
mettre en exergue les différents déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire par les enfants au
Cameroun. Cette section consistera à la hiérarchisation de ces
derniers par ordre décroissant de leur contribution à
l'explication du phénomène. En effet, dans un contexte de
limitation budgétaire, la hiérarchie contributive des facteurs
est indispensable dans la mesure où elle permet de définir des
échelles de priorités pour l'action et la recherche.
La hiérarchisation consistera pour nous à
calculer les contributions de chaque déterminant à l'explication
de l'achèvement. Pour le faire, nous avons eu recours aux valeurs des
statistiques du khi-deux obtenues à partir des modèles de
régression.
La procédure consiste à déterminer tout
d'abord le khi-deux du modèle final qui prend en compte toutes les
variables incluses dans les analyses. Ensuite, pour déterminer la
contribution relative (valeur comprise entre 0 et 1) d'un déterminant,
on estime un nouveau modèle en excluant ce déterminant ou tout
simplement la variable y relative. La contribution absolue de cette variable
est obtenue en différenciant la valeur de la statistique du khi deux du
modèle final à celle du nouveau modèle. La contribution
relative quant à elle est obtenue en rapportant la contribution absolue
au Khi deux du modèle final. Ainsi si:
÷f 2 est la valeur de la
statistique du khi deux du modèle final ;
÷s 2 est la valeur de la
statistique du khi deux du modèle sans une variable explicative
donnée ;
Cf la contribution relative de la variable
à l'explication du phénomène alors,
~--xR~
Cf = xO 2
Xf
N.B : Pour trouver ces contributions nous avons
utilisé le modèle logistique simple.
Le tableau 22 ci-après présente les contributions
des variables déterminantes à l'explication du
phénomène d'achèvement du cycle d'enseignement
primaire.
Tableau 24 : Hiérarchisation des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire
selon leur contribution à l'explication du phénomène.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
|
Déterminants
|
×2f
|
×2 s
|
Cf (en %)
|
Rang
|
|
Région
|
932,77
|
791,61
|
15,13
|
1
|
|
Lien de parenté avec le chef
de
ménage
|
932,77
|
848,30
|
9,05
|
2
|
|
Situation d'activité de l'enfant
|
932,77
|
873,43
|
6,4
|
3
|
|
Religion
|
932,77
|
885,06
|
5,1
|
4
|
|
Niveau d'instruction du chef
de
ménage
|
932,77
|
885,11
|
5,1
|
5
|
|
Niveau de vie du ménage
|
932,77
|
915,73
|
1,8
|
6
|
|
Milieu de résidence
|
932,77
|
926,98
|
0,62
|
7
|
|
Sexe du chef de ménage
|
932,77
|
927,13
|
0,60
|
8
|
|
Statut dans l'handicap
|
932,77
|
928,59
|
0,4
|
9
|
|
Présence d'un enfant de
moins de six
ans
|
932,77
|
928,92
|
0,4
|
10
|
Source : L'auteur.
Il ressort de ce tableau que la région, le lien de
parenté avec le chef de ménage et le statut dans l'emploi de
l'enfant sont les variables qui influencent le plus la variabilité de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire. Par contre, la
présence d'un enfant de moins de six ans dans le ménage et le
statut dans l'handicap de l'enfant sont les variables qui expliquent le moins
la variation de l'achèvement.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
LIMITES
Aucune oeuvre humaine n'étant parfaite, il est tout
à fait concevable que notre travail présente quelques limites
qu'il conviendrait de souligner.
L'absence des données issues d'enquêtes
spécifiques à l'éducation ne nous a pas permis de prendre
en compte plusieurs caractéristiques individuelles et environnementales
pouvant expliquer le non achèvement d'un cycle. A cet effet, les
résultats empiriques se sont appuyés sur un extrait de la base de
données de la troisième enquête camerounaise auprès
des ménages qui avait pour objectif d'actualiser le profil de
pauvreté et les différents indicateurs des conditions de vie des
ménages établis en 2001. Cette enquête ne comptait qu'un
seul module consacré à l'éducation.
Par ailleurs, notre échantillon empirique n'est pas
représentatif de l'ensemble de la population satisfaisant le
critère de sélection. Toutefois de par son effectif assez
élevé (4357), nous pouvons conclure à sa robustesse.
De plus, de telles études sont
généralement plus pertinentes lorsqu'elles sont menées sur
une cohorte d'enfants qu'on suit dès leur âge d'entrer à
l'école primaire. En effet cela permet de remédier aux
problèmes de l'antériorité entre les causes et les effets.
Ce qui n'est pas le cas pour notre base de données,
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
RECOMMANDATIONS
Au regard des résultats obtenus au terme de notre
étude, des recommandations pour l'élaboration des
stratégies de promotion de l'achèvement du cycle d'enseignement
primaire s'imposent.
A l'égard du Gouvernement camerounais, il est
recommandé davantage de doter la région du Grand Nord aussi en
bien en ressources humaines qu'en infrastructures scolaires. En effet Cette
région est à la fois caractérisée par les plus
faibles taux de scolarisation et d'achèvement du primaire. Le MINEDUB
doit mettre en place des mesures incitatives visant en encourager les
enseignants affectés dans ces régions à s'y rendre
effectivement. Ces mesures incitatives peuvent prendre diverses formes
notamment des primes de plusieurs ordres, la prise en charge du logement ainsi
que du transport. Par ailleurs, des écoles de formation des instituteurs
peuvent être créées sur place dans ces régions ayant
pour objectif de former des ressortissants de la région qui seront par
la suite appelés à exercer dans ces régions. L'avantage
est double. Tout d'abord ces enseignants étant originaires de la
région n'éprouveront aucune difficulté à y
enseigner puisque déjà accoutumés au milieu. De plus, la
compréhension élèvesenseignants sera nettement meilleure
compte tenu dans la plupart des cas du partage par ces deux acteurs de la
même langue maternelle;
Puisque les meilleurs taux d'achèvement sont
enregistrés dans la partie anglophone du pays, nous pensons que cela
serait lié à l'organisation de ce sous-système. En
conséquence, le MINEDUB devrait procéder à une
réorganisation du sous-système francophone. Cette
réorganisation doit s'inspirer de celle du sous-système
anglophone afin d'y intégrer les atouts de ce dernier
sous-système. Un transfert par exemple de certains responsables du
sous-système anglophone vers le sous-système francophone
permettrait sans doute de bénéficier davantage des
compétences de ces responsables dans l'amélioration de la gestion
et de l'organisation du sous-système francophone. Tout ceci permettrait
dans une grande mesure de porter les taux d'achèvement dans ce
sous-système au moins au même niveau que ceux observés dans
le sous-système anglophone ;
Nos résultats ont révélé que le
travail des enfants impacte négativement sur
l'achèvement du
cycle primaire. Donc il est impératif que les pouvoirs
publics
sensibilisent davantage les parents sur les méfaits de cette
pratique mais aussi de
Analyse des déterminants de
l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au Cameroun
mettre en place des stratégies d'accompagnement qui visent
à aider les parents pour qu'ils n'aient plus recours aux enfants dans
certaines tâches.
Pour davantage appréhender le phénomène
d'achèvement, une enquête type éducation devra être
menée sur une cohorte d'enfants représentative de la structure de
la population scolarisable du Cameroun. A cet effet, l'UNESCO peut apporter un
appui technique et financier aux ministères en charge de
l'éducation de base.
A la communauté des chercheurs et statisticiens de
l'éducation, nous recommandons de s'intéresser davantage sur les
études allant dans le sens de notre travail, car la plupart des
recherches s'intéressent plutôt sur l'abandon. Nous leur
recommandons vivement dans cette perspective d'envisager dans le cadre de leur
modélisation un probit bivarié, en vue d'appréhender le
comportement de l'achèvement des enfants selon leur situation
d'activité.
Mémoire professionnel
Analyse des
déterminants de l'achèvement du cycle d'enseignement primaire au
Cameroun
| 
