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Dossier

Les déterminants de la survie des enfants et la pauvreté au Burkina Faso : une approche micro-économétrique

Jean-Pierre Lachaud

Notes de l’auteur

Ce papier est une version allégée de : Lachaud Jean-Pierre, 2002, « La dynamique de la survie des enfants et la pauvreté au Burkina Faso ; une approche micro-économique », in Pauvreté monétaire et privations des capacités en Afrique. Contribution à l'analyse des interactions, Pessac, Centre d'économie du développement.

Texte intégral

1Fondée sur les enquêtes démographiques et de santé du Burkina Faso de 1992-93 et 1998-99, la présente recherche a pour principal objectif d'expliciter les facteurs de la dynamique des taux de survie des enfants au cours de cette période, et les relations qui prévalent entre cette dernière et la pauvreté. Réduire la mortalité des enfants - beaucoup plus élevée dans ce pays que la moyenne de l'Afrique subsaharienne -, exige de renforcer les politiques de lutte contre la pauvreté, et de promouvoir un meilleur accès des femmes à l'instruction et aux services sociaux de base, un défi particulièrement difficile à relever, compte tenu des multiples contraintes qui prévalent.

2L'amélioration de la santé des populations des pays les moins avancés constitue à présent une priorité fondamentale de plusieurs institutions internationales et gouvernements, dans le cadre des programmes d'aide au développement et des politiques nationales mis en œuvre.

  • 1 En d'autres termes, pour un pays donné, des évaluations de la pauvreté en termes, d'une part, de pr (...)
  • 2 Sen [1981], [1992]. Par ailleurs, l'approche de la pauvreté du Pnud est fondée sur cette option mét (...)
  • 3 Les capabilités au sens de Sen, c'est-à-dire la faculté pour les individus de faire et d'être ce qu (...)
  • 4 Sen [1998].
  • 5 En général, il existe une corrélation entre l'espérance de la vie et d'autres éléments constitutifs (...)
  • 6 Ministère de l'économie et des finances [2000].

3Les orientations doivent être replacées dans le contexte des discussions qui prévalent quant à la conceptualisation du bien-être et, par conséquent, la manière d'appréhender la pauvreté, notamment dans les pays en développement. En effet, si les divergences théoriques entre les approches du bien-être fondées sur les droits et l'utilité semblent avoir moins d'importance en fait 1, la coexistence des deux « espaces » introduit une information additionnelle indispensable en termes d'évaluation de la pauvreté et de promotion du développement humain. En d'autres termes, malgré l'intérêt des mesures de la pauvreté par rapport aux biens premiers, aux ressources ou aux revenus réels, l'appréhension de l'insuffisance des facultés élémentaires nécessaires pour atteindre certains minima acceptables d'un ensemble de besoins de base demeure utile. Ce déplacement de la consommation individuelle vers le fonctionnement individuel - les consommateurs désirent les biens pour leur valeur instrumentale et non pour leur utilité directe - a été particulièrement explicité par Sen 2. Dans cet esprit, ce dernier indique que « la mortalité est un test de performance économique », et que « la valeur de la vie doit refléter l'importance des diverses capacités 3 pour laquelle elles sont une condition nécessaire » 4. Ainsi, selon Sen, la signification de l'information sur la mortalité réside dans la combinaison de trois éléments. Tout d'abord, l'importance intrinsèque que l'on accorde à la vie. Ensuite, beaucoup d'autres capacités que l'on valorise sont contingentes au fait d'être vivant 5. Enfin, les données sur la mortalité par âge peuvent, dans une certaine mesure, constituer une approximation des échecs ou des réalisations auxquels les individus attachent une importance 6. Ajoutons que la diminution de la mortalité des enfants constitue, à la fois un souhait des parents et un objectif du système social, dans la mesure où elle peut contribuer à réduire la croissance démographique. La présente étude s'inscrit dans ce contexte, et tente d'explorer l'une des dimensions non monétaires majeures du bien-être des individus : la survie des enfants. Plus spécifiquement, l'objectif de la recherche est d'appréhender, à l'aide des informations des deux enquêtes démographiques et de santé - EDS - du Burkina Faso de 1992-93 et 1998-99, les déterminants de l'évolution de la survie infantile et infanto-juvénile au cours de cette période, et les relations qui prévalent entre cette dernière et la pauvreté - en termes d'actifs des ménages. La deuxième section présente quelques éléments relatifs à l'évolution de la survie des enfants et de la pauvreté au Burkina Faso au cours des années 1990. La troisième section justifie les fondements de la modélisation, décrit les données utilisées, précise les options économétriques et expose la procédure micro-économétrique mise en œuvre, visant à décomposer la variation des taux de survie des enfants selon les coefficients et les variables. La quatrième section explicite les facteurs de la survie infanto-juvénile et infantile pour chaque période de l'EDS, et présente le résultat de la décomposition de l'évolution des taux de survie entre les deux dates - 1992-93 et 1998-99.

Le contexte : forte mortalité des enfants et persistance de la pauvreté

  • 7 Banque Mondiale [2001a].
  • 8 Pnud [2000].
  • 9 Banque mondiale [2001].

4Avec un produit national brut par habitant d'environ 240 dollars en 1999 - 898 dollars internationaux 7- le Burkina Faso est l'un des pays en développement les moins avancés. Certes, au cours des années 1990, corrélativement à la mise en œuvre des programmes de stabilisation et d'ajustement structurel, les performances macro-économiques ont été spectaculaires, le produit national brut ayant augmenté en moyenne de 5,0 pour cent par an entre 1994 et 1999 - contre 3,0 pour cent entre 1980 et 1993 8. Compte tenu de la croissance annuelle de la population - 2,4 pour cent -, la progression du produit national brut par habitant a été de 2,7 pour cent en 1999 9.

  • 10 Ministère de l'économie et des finances [2000].

5Malgré tout, le cheminement du développement du Burkina Faso, fortement dépendant des dotations en ressources, est handicapé par une multitude de contraintes ayant empêché la mise en œuvre d'une stratégie d'industrialisation basée sur la substitution des importations ou l'exploitation minière : enclavement, faiblesse du marché interne, insuffisance du capital humain, inadaptation des technologies, inefficacité du contexte institutionnel et législatif, absence de gisements de minerais connus et faiblesse de la productivité dans l'agriculture - secteur qui occupe près de 80 pour cent de la population. De ce fait, le processus de transition économique du Burkina Faso demeure encore largement axé autour de trois principaux éléments : (i) courant important d'émigration vers les pays voisins permettant de contenir une croissance démographique rapide, tout en assurant au pays des ressources financières importantes ; (ii) exportation de bétail dans les pays de la région ; (iii) développement de cultures de rente - coton, arachide. Ce contexte explique, en grande partie, le faible niveau de développement humain et la persistance de la pauvreté qui caractérisent l'ensemble du pays. Quelques éléments, spécifiques au contexte de la présente recherche, permettent de fixer les idées. En premier lieu, le développement du Burkina Faso est associé à un fort déficit en termes de services sociaux essentiels - éducation de base, services de santé, eau potable, nutrition, hygiène et environnement sanitaire. Ainsi, l'espérance de vie à la naissance et le taux d'alphabétisation des adultes sont parmi les plus faibles en Afrique au Sud du Sahara. En 1998, l'indicateur de développement humain n'était que de 0,303, ce qui correspondait à une espérance de vie à la naissance de 44,7 ans, à un taux d'alphabétisation des adultes de 22,0 pour cent et à un taux de scolarisation, tous niveaux confondus de 22,0 pour cent 10.

  • 11 Banque Mondiale [2001a].
  • 12 Pnud [2000].
  • 13 Institut national de la statistique et de la démographie [1994]. Lorsque le nombre d'années précéda (...)

6S'agissant de la mortalité des enfants, celle-ci demeure toujours très élevée et a peu changé au cours de la période délimitée par les deux enquêtes démographiques et de santé - 1992-93 et 1998-99. En effet, le rapport de l'EDS 1992-93 indique que pendant la période la plus récente avant l'enquête - 0-4 ans -, 18,7 et 9,4 pour cent des enfants sont décédés avant d'atteindre, respectivement, leur cinquième anniversaire - mortalité infanto-juvénile - et leur premier anniversaire - mortalité infantile -, tandis que 10,3 pour cent des enfants ayant atteint leur premier anniversaire sont décédés avant l'âge de 5 ans - mortalité juvénile 11. Or, selon le rapport de synthèse de l'EDS de 1998-99, durant les cinq années ayant précédé l'enquête, les taux de mortalité infanto-juvénile, infantile et juvénile se sont élevés respectivement à 21,9, 10,5 et 12,7 pour cent 12. Dans ce contexte, soulignons que si cette évolution s'inscrit dans les tendances de la mortalité des enfants en Afrique au cours des années 1990, au Burkina Faso, cette dernière demeure sensiblement plus élevée que la moyenne sur le continent 13.
Dans le contexte de la présente étude, les taux de survie et de mortalité concernent les enfants nés au moins 5 ans avant la date de l'enquête - 1er avril 1988 pour l'EDS de 1992-93 ; 1er mars 1994 pour l'EDS de 1998-99. A cet égard, le tableau 1 fait apparaître une évolution des taux de mortalité qui s'inscrivent, en partie, dans le cadre des tendances précédentes.

  • 14 Voir la note 3 du tableau 1. Cette statistique suit une distribution asymptotique normale avec une (...)

7En effet, entre 1993 et 1999, si la mortalité infanto-juvénile s'accroît légèrement - 21,2 à 21,4 pour cent -, la mortalité infantile régresse quelque peu - 15,2 à 14,4 pour cent. De même, au cours de la cette période, les taux de survie infantile et infanto-juvénile s'accroissent, respectivement, de 1,7 - 0,839 à 0,856 - et 0,4 points - 0,746 à 0,749 - de pourcentage. En fait, les statistiques 0, testant l'hypothèse nulle que les différences de mortalité ou de survie des deux échantillons inhérents aux deux périodes, sont statistiquement non significatives 14. En d'autres termes, au Burkina Faso, au cours des années 1990 - entre 1992-93 et 1998-99 -, la stabilité des taux de mortalité et de survie des enfants nés au moins 5 ans avant la date de l'enquête est plus probable que l'inverse. Malgré tout, l'objectif de la recherche est d'expliciter les déterminants de l'écart - faible - des taux de survie.

8En second lieu, malgré la croissance économique des années 1990, les informations disponibles tendent à montrer une stabilisation de la pauvreté au cours de cette période ou, tout au moins, une faible évolution.

  • 15 Institut national de la statistique et de la démographie [1999]. Il est important de noter que cett (...)
  • 16 Malgré tout, au Burkina Faso, la pauvreté est majoritairement rurale, la contribution des campagnes (...)

9Cette appréciation est fondée sur deux éléments. Premièrement, la comparaison des indicateurs de bien-être en termes de consommation par tête, inhérents aux deux dernières enquêtes prioritaires, montre qu'entre 1994-95 et 1998 l'incidence nationale de la pauvreté - proportion de personnes pauvres - aurait augmenté de 0,8 points de pourcentage - 44,5 à 45,3 pour cent des individus -, tandis que l'écart de pauvreté aurait diminué de 0,2 points 15. En fait, cette évolution serait essentiellement imputable à la situation des zones urbaines, puisque le ratio de pauvreté dans les villes aurait crû de 5 points de pourcentage au cours de la période, alors que celui des villes se serait stabilisé ou aurait légèrement décliné 16.

  • 17 Cette approche a déjà été utilisée lors de la modélisation des déterminants de la mortalité des enf (...)

10Deuxièmement, une approche en termes d'actifs des ménages met en évidence un résultat inverse entre 1992-93 et 1998-99 : légère baisse du ratio de pauvreté, indépendamment du milieu, et faible augmentation de l'écart de pauvreté, surtout dans les campagnes. En effet, un sous-produit de la présente étude est de permettre une comparaison de la pauvreté dans le temps, en supposant que prévaut une relation étroite entre les actifs des ménages et un indicateur de niveau de vie de ces derniers, par exemple, la consommation 17. En effet, si les EDS ne collectent pas de données sur les dépenses ou les revenus des ménages, elles fournissant des informations détaillées sur les actifs des groupes : propriété, accès à divers biens et services.

  • 18 Certaines études utilisent cette procédure - (Filmer, Prichett, 1999, (Gwatkin, Rustein, Johnson, O (...)
  • 19 Intuitivement, la première composante principale est l'indice des variables sous-jacentes qui captu (...)

11A cet égard, l'analyse en composantes principales peut constituer une procédure adéquate pour construire un indicateur de la richesse des ménages à long terme, à partir des informations sur les actifs des EDS 18. En effet, cette technique permet de résumer l'information issue de l'ensemble des variables décrivant la possession des actifs des ménages par une dimension plus réduite - un indice -, en créant, à partir des données, des composantes orthogonales 19. L'analyse en composantes principales assigne des scores à chaque actif du ménage recensé, ces derniers étant normalisés par rapport à une distribution normale de moyenne nulle et d'écart type unitaire. Ces valeurs sont ensuite utilisées pour identifier les classes de ménages ou calculer des indices de pauvreté.

  • 20 Dans maintes situations, ceux qui n'ont pas du tout de terre sont mieux lotis que ceux qui possèden (...)
  • 21 Voir Lachaud [2001b] pour une approche alternative.

12Soulignons que l'étude ne prend pas en compte la possession de terres pour trois raisons : (i beaucoup de ménages, notamment ceux qui sont urbains, n'ont pas de terre ; (ii la terre n'est peut-être pas exogène dans la mesure où, pour certains ménages, les informations ne concernent que son utilisation ; (iii la relation entre la terre et le niveau de vie est complexe 20. Par ailleurs, l'analyse a été effectuée en supposant que tous les paramètres d'accès aux actifs - sauf le nombre de personnes par pièce - se réfèrent au ménage, ce qui implique un facteur d'échelle égal à zéro - coût marginal nul de tous les membres supplémentaires au-delà du premier 21.

  • 22 En ce qui concerne le groupe des ménages englobant les femmes ayant eu des enfants, la première com (...)

13Le modèle inhérent à l'ensemble des ménages montre que la première composante explique 40,7 et 40,9 pour cent de la variance, respectivement, en 1992-93 et 1998-99, contre 12,3 et 8,6 pour cent seulement pour la seconde dimension 22.

14Les tableaux A2 et A3 affichent les mesures et l'évolution de la pauvreté au cours de la période 1992-93-1998-99. En ce qui concerne l'ensemble des ménages - tableau A2 -, on constate que l'incidence de la pauvreté a diminué au cours de cette période, mais que l'inverse prévaut pour les écarts de pauvreté. En effet, entre 1992-93 et 1998-99, la référence à la pauvreté relative du 25ème percentile de la distribution des actifs de 1992-93, permet d'observer que la proportion de ménages pauvres est passée de 24,929 à 21,8 pour cent, soit une diminution du ratio de pauvreté de 12,4 pour cent. En même temps, la profondeur de la pauvreté a augmenté de 5,6 à 7,4 pour cent, tout comme l'intensité de cette dernière. Un résultat tout à fait comparable est obtenu lorsque la ligne de pauvreté relative se réfère au 40ème percentile de 1992-93, le ratio de pauvreté passant de 40,9 à 38,3 pour cent, et l'écart de pauvreté de 10,8 à 12,1 pour cent. Le tableau A3 exhibe une situation comparable pour le sous-groupe des ménages où vivent les femmes ayant eu des enfants. Mais, remarquons que l'accroissement de l'écart de pauvreté est surtout imputable au milieu rural lorsque l'échantillon de l'ensemble des ménages est pris en compte, alors que l'inverse semble prévaloir pour le sous-groupe de ménages où vivent les femmes ayant eu des enfants. La figure 1, affichant les courbes d'incidence de pauvreté pour l'ensemble des ménages, illustre les commentaires précédents, mais révèle, en même temps, l'absence de robustesse du test de dominance de premier ordre 30. Pour cette raison, la figure 2 reproduit les trois « I » de la pauvreté - incidence, intensité et inégalité - par rapport à la ligne de privation relative du 25ème percentile de 1992-93. Elle montre qu'au Burkina Faso, entre 1992-93 et 1998-99, la pauvreté a, dans l'ensemble, légèrement augmenté, la hausse les écarts de pauvreté contrebalançant plus que proportionnellement la baisse du ratio de pauvreté. Un résultat similaire est obtenu lorsque le seuil de pauvreté relative du 40ème percentile est pris en compte - figure non reproduite -, alors que la figure A6, inhérente au sous-groupe des ménages comportant des femmes ayant eu des enfants, exhibe un léger déclin de la pauvreté au cours de la période considérée.

Modélisation de la survie des enfants

15En mettant l'accent sur l'analyse des déterminants de l'évolution de la survie des enfants, la présente recherche s'appuie sur deux éléments d'analyse.

16En premier lieu, sur un plan théorique, on admet que le bien-être des individus peut être exprimé par une fonction d'utilité, définie par rapport à des consommations de biens et de services, et susceptible de reproduire les préférences des individus pour des ensembles alternatifs de consommation.

  • 23 Lachaud [2001a].
  • 24 Ces deux approches ont été suivies dans le cas de l'analyse des déterminants de la mortalité des en (...)
  • 25 Voir Lachaud [2001a] pour l'étude de cas portant sur les Comores.

17En deuxième lieu, l'examen de la littérature montre que la modélisation des déterminants de la mortalité des enfants peut être effectuée différemment, selon les données disponibles, les objectifs de la recherche et les hypothèses analytiques sous-jacentes. En particulier, le critère de l'unité d'analyse permet d'identifier deux approches de base 23. D'une part, l'appréhension des facteurs des taux de mortalité des enfants exige de prendre en considération les femmes comme unité d'analyse. D'autre part, la spécification des déterminants de la survie des enfants implique que ces derniers constituent l'unité d'analyse 24. En général, les études connues relatives à la santé des enfants discutent plus les hypothèses sous-jacentes à une méthode donnée que les critères susceptibles de guider le choix de l'une d'entre elles. D'ailleurs, rares sont les études qui adoptent simultanément les deux approches, afin de comparer l'incidence d'un facteur donné sur la santé des enfants - par exemple, l'éducation de la mère - en fonction des choix méthodologiques effectués. Dans ce contexte, la recherche précédemment évoquée, en explorant simultanément ces deux approches pour un pays donné, a montré l'intérêt de considérer la survie des enfants. En effet, contrairement à l'approche fondée sur les femmes comme unité d'analyse, l'option de la survie des enfants permet d'examiner dans quelle mesure certaines caractéristiques biologiques des mères et des naissances influencent la santé des enfants - âge des mères lors des naissances, sexe des enfants, intervalle intergénésique par rapport à la naissance précédente, naissance de plusieurs enfants lors d'un même accouchement, rang de la naissance 25.

Survie des enfants et pauvreté

18Les estimations économétriques permettent d'expliciter successivement les déterminants de la survie des enfants - infanto-juvénile et infantile - lors des EDS de 1992-93 et de 1998-99, et les facteurs de l'évolution des taux de survie au cours de la période considérée.

19Les tableaux 2 et A5 affichent les coefficients de régression des estimations Probit des déterminants de la probabilité de survie infanto-juvénile et infantile - relation économétrique [2] inhérente au modèle [1]. Plusieurs commentaires, axés principalement par rapport à la survie infanto-juvénile peuvent être présentés.

  • 26 Pour les deux années, la valeur absolue des effets marginaux décroît avec l'augmentation du niveau (...)
  • 27 Une relation entre la malnutrition des enfants et les dépenses des ménages est aussi mise en éviden (...)

20En premier lieu, le niveau de vie des ménages en termes d'actifs apparaît comme un facteur de la mortalité des enfants. Pour les deux périodes se rapportant aux EDS, les effets marginaux relatifs aux ménages les plus démunis sont négatifs et significatifs, et les enfants des ménages très pauvres sont les plus affectés par les décès avant leur 5e anniversaire 26. Ainsi, les effets marginaux des modèles Probit binaires montrent que, toutes choses étant égales par ailleurs, la probabilité de survie infanto-juvénile est réduite de 0,07 et 0,04 environ, respectivement, en 1992-93 et 1998-99 pour les enfants issus des ménages ayant le niveau de vie le plus faible, par rapport à ceux qui sont les plus riches - tableau 2. La figure 3 illustre les effets marginaux de la pauvreté en termes d'actifs sur la probabilité de survie des enfants de moins de 5 ans selon les régions : en l'absence de pauvreté, les courbes relatives à cette dernière sont toujours situées au-dessus de celles des groupes pauvres, indépendamment de la localisation spatiale. Par ailleurs, alors que la configuration de l'ampleur des écarts de survie des enfants entre les milieux urbain et rural est quasi-indépendante de l'année de l'EDS, le tableau 2 et la figure 3 suggèrent une atténuation de l'impact de la pauvreté sur la mortalité des enfants au cours de la période considérée. Par exemple, sur la figure 3, la distance verticale entre les courbes des effets marginaux est plus faible en 1998-99 qu'en 1992-93 - ce qui correspond à l'ampleur des effets marginaux du tableau 2. Ce résultat est à rapprocher de la réduction de la pauvreté entre 1992-93 et 1998-99 dans les ménages englobant des femmes ayant eu des enfants - tableau A2, figure A5 et figure A6. D'ailleurs, le tableau A5 montre que, pour la survie infantile, les effets marginaux relatifs au niveau de vie des ménages ne sont plus significatifs lors de l'EDS de 1998-99, contrairement à ce qui prévaut en 1992-93. La relation entre la pauvreté - les actifs du ménage pouvant être considérés comme une approximation des dépenses - et les déficits en matière de santé, bien que complexe, est probablement un acquis empirique solide pour maints pays en développement, en général, et le Burkina Faso, en particulier 27.

  • 28 Et, peut-être, une préférence pour des soins de santé moderne.

21En deuxième lieu, malgré des résultats contrastés selon les EDS et le type de mortalité pris en compte, le tableau 2 suggère que le taux de survie des enfants est directement relié au niveau d'éducation des parents. En général, l'éducation de la mère, surtout formelle - primaire ou secondaire et plus -, accroît la survie des enfants. Par exemple, en 1992-93 et 1998-99, les estimations économétriques montrent qu'une variation d'une année d'instruction secondaire ou plus des mères réduit le taux de survie infanto-juvénile de 0,02 points, toutes choses égales par ailleurs - bien que, pour cette dernière période, le seuil de signification soit légèrement supérieur à 10 pour cent. On remarque aussi que l'impact de l'éducation des mères sur la survie des enfants - en 1998-99 - croît avec le niveau d'instruction, et apparaît comparable à celui du conjoint ou mari. Par conséquent, le canal de transmission majeur entre l'instruction de la mère et la santé de l'enfant pourrait être l'augmentation des gains liée au marché du travail, l'amélioration directe du processus productif - bonne compréhension des conseils lors des visites prénatales - et un meilleur accès à l'information 28. En outre, la comparaison des tableaux 2 et A5 tend à mettre en évidence un effet significatif de l'éducation des mères sur la survie des enfants dès le primaire, au cours de la période la plus récente. On notera que l'alphabétisation des femmes n'influence pas la mortalité infanto-juvénile, toutes choses égales par ailleurs.

  • 29 Institut national de la statistique et de la démographie [2000]. Par exemple, la mortalité avant l' (...)

22En troisième lieu, la localisation géographique des ménages est un déterminant de la survie des enfants. Comme l'indique la figure 3, les taux de survie infanto-juvénile sont les plus élevés en milieu urbain, comparativement aux zones rurales. De même, le rapport de l'EDS de 1998-99 met en évidence des écarts de niveau de mortalité avant l'âge d'un an ou de 5 ans très importants selon le milieu de résidence 29. Or, les résultats présentés au tableau 2 tendent à montrer que, toutes choses égales par ailleurs, le taux de survie infanto-juvénile est plus élevé dans les villes secondaires et le milieu rural - Nord, Ouest et Centre-Sud - que dans la capitale.

  • 30 Les grappes sont des unités primaires de sondage aléatoirement tirées à l'intérieur de chaque strat (...)

23En fait, un tel résultat s'explique par la spécification du modèle. En effet, ce dernier assure un contrôle par rapport au niveau vie en termes d'actifs des ménages et aux éléments communautaires, ces derniers étant appréhendés, pour les raisons précédemment soulignées, selon les grappes de l'enquête 30. Ainsi, on observe que lorsque les facteurs communautaires et le niveau de vie des ménages ne sont pas pris en compte, les coefficients et les effets marginaux relatifs au milieu rural du Nord, de l'Est et du Centre-Sud sont négatifs et significatifs.

24De même, l'exclusion des seules variables communautaires du modèle entraîne une réduction de la survie infanto-juvénile dans la région de l'Est, comparativement à la capitale. En d'autres termes, les effets de la localisation spatiale sont, dans une certaine mesure, captés par les effets de la richesse des ménages et des indicateurs utilisés en tant qu'approximation des services communautaires. On observe, en même temps, que la signification des variables liées à la localisation spatiale est moindre en 1998-99 qu'en 1992-93. A cet égard, le tableau A5 montre l'absence de signification de la plupart des variables géographiques sur la survie infantile, quelle que soit l'année de l'EDS.

  • 31 L'EDS de 1992-93 comportant un module lié aux services communautaires donne des indications sur ce (...)

25Dans ces conditions, il n'est pas surprenant d'observer l'impact de certains facteurs communautaires sur la survie infanto-juvénile - tableau 2 - et infantile - tableau A5. Tous les modèles indiquent que, toutes choses égales par ailleurs, l'accouchement assisté par du personnel de santé qualifié est en mesure de rehausser la survie infanto-juvénile ou infantile. En effet, les coefficients du pourcentage de femmes par grappe ayant eu au cours des six dernières années, pour au moins un enfant, un accouchement assisté de personnel médical qualifié - médecin, infirmière, sage-femme - sont positifs et significatifs, bien que les effets marginaux soient faibles. De même, on observe un impact négatif de l'incidence de certaines maladies ou infections - fièvre, diarrhées - des enfants sur leur survie. Or, les formations sanitaires sont plus facilement accessibles dans les zones urbaines, à la fois pour des raisons de disponibilité et de transport 31.

26En dernier lieu, plusieurs autres éléments inhérents aux caractéristiques de la mère et des naissances ont un impact sur la survie infanto-juvénile et infantile.

27Premièrement, l'âge des mères lors de la naissance des enfants est un facteur de la survie des enfants. En effet, la probabilité de survie avant le 1er ou le 5e anniversaire croît avec l'âge des mères. Ainsi, indépendamment de la période de l'EDS, toutes choses égales par ailleurs, la probabilité de survie avant l'âge de 5 ans pour des enfants issus d'une mère appartenant aux groupes d'âges 20-39 ans, augmente d'une valeur comprise entre 0,02 et 0,07, comparativement à ceux dont les mères ont moins de 20 ans - tableau 2. L'ampleur de la sensibilité de la probabilité de la survie infantile apparaît comparable - tableau A5. Cependant, il importe de souligner que la probabilité de survie infanto-juvénile et infantile s'élève fortement lorsque les femmes ont environ 30 ans. Par exemple, selon le modèle Probit binaire inhérent à l'EDS de 1998-99, les effets marginaux relatifs à l'âge des mères à la naissance sont de 0,050 et 0,067, respectivement, pour celles de 25-29 ans et 30-34 ans. Par conséquent, un âge de procréation trop précoce, lié à une union et/ou un rapport sexuel précoces, accroît les risques de mortalité des enfants. En fait, une évolution semble pouvoir être décelée entre les deux EDS : l'influence de l'âge des mères à la naissance des enfants sur la survie de ces derniers apparaît réellement significative pour la classe d'âge 25-29 ans en 1998-99, alors que l'impact est sensible dès les 20-24 ans en 1992-93. En d'autres termes, l'effet négatif de l'âge précoce des mères à la naissance des enfants - celles qui ont moins de 20 ans - sur leur survie tend à s'estomper légèrement avec le temps.

28Deuxièmement, l'étude montre que la survie infanto-juvénile est liée au sexe des enfants. Tous les modèles - indépendamment du type de survie et de la période considérée - indiquent un coefficient de régression relatif aux garçons négatif et significatif, ce qui implique que le risque de décès des garçons est plus élevé que celui des filles. Néanmoins, les effets marginaux inhérents aux modèles Probit sont faibles - de l'ordre de -0,02.

29Cette observation prévaut dans beaucoup de populations et s'explique, en partie, par le fait qu'au cours des premiers mois, la vulnérabilité des garçons est plus importante que celle des filles, alors qu'entre une et cinq années, la mortalité est quasiment identique selon le genre.

  • 32 Par exemple, en 1998-99, les taux de mortalité infanto-juvénile étaient de 29,4 et 10,7 pour cent, (...)

30Troisièmement, plusieurs autres éléments inhérents à la naissance des enfants influencent la survie infanto-juvénile et infantile. Tout d'abord, le rôle de l'intervalle intergénésique par rapport à la naissance précédente. Tous les modèles estimés affichent un coefficient de régression relatif à l'intervalle intergénésique positif et significatif. De ce fait, la probabilité de survie infanto-juvénile et juvénile croît avec la longueur de l'intervalle intergénésique par rapport à la naissance précédente. En effet, des intervalles courts, en particulier de moins de deux années, réduisent la récupération des capacités physiologiques des femmes, ce qui augmente le risque de mortalité des enfants. Dans la présente étude, cet effet est néanmoins faible lorsque l'on contrôle par les autres facteurs. Par exemple, en 1992-93 et 1998-99, les effets marginaux des modèles Probit stipulent qu'une variation de l'intervalle intergénésique par rapport à la naissance précédente d'un mois rehausse la probabilité de survie infanto-juvénile de l'ordre de 0,005-0,007, toutes choses égales par ailleurs - tableau 2. Ce résultat corrobore l'analyse descriptive des enquêtes EDS du Burkina Faso 32. Ensuite, des naissances multiples - environ 3,0 pour cent dans chacun des échantillons considérés - réduisent la probabilité d'atteindre le 1er ou le 5ème anniversaire. Les coefficients relatifs aux jumeaux sont négatifs et significatifs pour tous les modèles. Enfin, le rang de la naissance affecte la mortalité des enfants. En effet, tous les coefficients des variables binaires spécifiant les classes du rang des naissances sont négatifs et statistiquement significatifs, quels que soient le type de survie ou la période prise en compte. Il importe de souligner que la présente étude examine l'impact du rang de la naissance sur la mortalité des enfants, en contrôlant par un ensemble de paramètres liés aux caractéristiques des femmes, des ménages, des naissances et de la communauté. Dans ce contexte, notons que la présente étude met en évidence deux éléments significatifs. D'une part, les effets marginaux sont relativement importants, de l'ordre de -0,10 à -0,15.


***

31Fondée sur les enquêtes démographiques et de santé - EDS - du Burkina Faso de 1992-93 et 1998-99, la présente recherche avait pour principal objectif d'expliciter les facteurs de la dynamique des taux de survie infanto-juvénile et infantile entre les deux dates, et les relations qui prévalent entre cette dernière et la pauvreté.

32En définitive, l'étude montre que, malgré la croissance économique soutenue, les progrès en termes de développement humain au Burkina Faso - en particulier la mortalité des enfants -, ont été relativement minces au cours des années 1990. En outre, afin de réduire sensiblement la mortalité des enfants - beaucoup plus élevée dans ce pays que la moyenne de l'Afrique subsaharienne -, la recherche tend à renforcer l'idée de la nécessité d'accélérer la mise en œuvre des politiques de lutte contre la pauvreté, et de promouvoir fortement l'accès des femmes à l'instruction et aux services sociaux de base. Il s'agit d'un défi particulièrement difficile à relever, compte tenu des multiples contraintes - naturelles, économiques, sociales, institutionnelles et régionales - qui prévalent.

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Notes

1 En d'autres termes, pour un pays donné, des évaluations de la pauvreté en termes, d'une part, de privation des capacités fonctionnelles et, d'autre part, de faiblesse des ressources, sont plus complémentaires qu'opposées. Sur ce point, voir, par exemple, pour le Burkina Faso, Lachaud [2000b].

2 Sen [1981], [1992]. Par ailleurs, l'approche de la pauvreté du Pnud est fondée sur cette option méthodologique - Pnud [1997], [2000].

3 Les capabilités au sens de Sen, c'est-à-dire la faculté pour les individus de faire et d'être ce qui est pour eux raisonnablement valorisé.

4 Sen [1998].

5 En général, il existe une corrélation entre l'espérance de la vie et d'autres éléments constitutifs de la qualité de la vie - morbidité, éducation, etc.

6 Ministère de l'économie et des finances [2000].

7 Banque Mondiale [2001a].

8 Pnud [2000].

9 Banque mondiale [2001].

10 Ministère de l'économie et des finances [2000].

11 Banque Mondiale [2001a].

12 Pnud [2000].

13 Institut national de la statistique et de la démographie [1994]. Lorsque le nombre d'années précédant l'enquête passe à 5-9 et 10-14 ans, les taux de mortalité infanto-juvénile s'élèvent, respectivement, à 223,5 et 241,5 pour mille - 122.2 et 122.7 pour 1000 pour la mortalité infantile.

14 Voir la note 3 du tableau 1. Cette statistique suit une distribution asymptotique normale avec une moyenne nulle et une variance unitaire.

15 Institut national de la statistique et de la démographie [1999]. Il est important de noter que cette comparaison est fondée sur l'utilisation d'une ligne de pauvreté de 72 690 F.Cfa par tête en 1998, qui représente elle-même une actualisation de la ligne de pauvreté de 41 099 F.Cfa de 1994-95. Cette approche implique une croissance annuelle moyenne du coût du panier de base de 15,3 pour cent entre 1994 et 1998. Or, entre 1996 et 1998, le déflateur du PIB n'a augmenté que de 5,6 pour cent (Ministère de l'économie et des finances, 2000. Ajoutons que, malgré l'incertitude de la répartition des dépenses au sein des groupes, la pauvreté est exprimée en termes de ménages.

16 Malgré tout, au Burkina Faso, la pauvreté est majoritairement rurale, la contribution des campagnes à la pauvreté nationale étant de 93,9 pour cent en 1998 - 96,2 pour cent en 1994-95.

17 Cette approche a déjà été utilisée lors de la modélisation des déterminants de la mortalité des enfants aux Comores (Lachaud, 2001a. Toutefois, dans une autre étude sur le Burkina Faso, il a été montré que l'utilisation des actifs des ménages est une alternative imparfaite à l'approche monétaire de la pauvreté (Lachaud, 2001b.

18 Certaines études utilisent cette procédure - (Filmer, Prichett, 1999, (Gwatkin, Rustein, Johnson, Oande, Wagstaff, 2000.-, tandis que d'autres tentent de justifier l'emploi de l'analyse factorielle - (Sahn, Stifel , 2000.

19 Intuitivement, la première composante principale est l'indice des variables sous-jacentes qui capture la plus grande partiede leur variation. Toutefois, l'explication des autres composantes n'est pas aisée.

20 Dans maintes situations, ceux qui n'ont pas du tout de terre sont mieux lotis que ceux qui possèdent un petit lopin.

21 Voir Lachaud [2001b] pour une approche alternative.

22 En ce qui concerne le groupe des ménages englobant les femmes ayant eu des enfants, la première composante explique 40,9 et 40,5 pour cent de la variance, respectivement, en 1992-93 et 1998-99 -, contre 11,4 et 9,1 pour cent seulement pour la seconde dimension. L'étude de Filmer, Prichett [1999], portant sur 46 pays, montre, pour la première composante, une part de variance expliquée relativement stable, comprise entre 20 et 30 pour cent.

23 Lachaud [2001a].

24 Ces deux approches ont été suivies dans le cas de l'analyse des déterminants de la mortalité des enfants comoriens. Voir Lachaud [2001a] - y compris une présentation rapide de la littérature sur cette question.

25 Voir Lachaud [2001a] pour l'étude de cas portant sur les Comores.

26 Pour les deux années, la valeur absolue des effets marginaux décroît avec l'augmentation du niveau de vie des ménages.

27 Une relation entre la malnutrition des enfants et les dépenses des ménages est aussi mise en évidence au Burkina Faso. Lachaud [2000b].

28 Et, peut-être, une préférence pour des soins de santé moderne.

29 Institut national de la statistique et de la démographie [2000]. Par exemple, la mortalité avant l'âge de 5 ans est de 15,2, 14,2, 13,9, 10,1 et 6,8 pour cent, respectivement, dans le Nord, l'Est, le Centre-Sud, l'Ouest et Ouagadougou.

30 Les grappes sont des unités primaires de sondage aléatoirement tirées à l'intérieur de chaque strate - Ouagadougou, autres villes et milieu rural -, avec une probabilité proportionnelle à la taille de la zone de dénombrement.

31 L'EDS de 1992-93 comportant un module lié aux services communautaires donne des indications sur ce point (Institut national de la statistique et de la démographie, 1994.

32 Par exemple, en 1998-99, les taux de mortalité infanto-juvénile étaient de 29,4 et 10,7 pour cent, respectivement, pour des intervalles avec la naissance précédente de moins de 2 ans et de 4 ans et plus (Institut national de la statistique et de la démographie, 2000.

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Pour citer cet article

Référence électronique

Jean-Pierre Lachaud, « Les déterminants de la survie des enfants et la pauvreté au Burkina Faso : une approche micro-économétrique », Face à face [En ligne], 4 | 2002, mis en ligne le 01 juillet 2002, consulté le 23 juin 2017. URL : http://faceaface.revues.org/494

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Auteur

Jean-Pierre Lachaud

Professeur, Directeur du Centre d'économie du développement, Université Montesquieu-Bordeaux IV - France

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