Pauvreté monétaire et inégalité : profils et évolutions
1. Inégalité et polarisation
Préalablement à l’examen de la relation croissance / inégalité / pauvreté, il convient d’évaluer l’ampleur et l’évolution de l’inégalité et de la polarisation en Russie. A cette fin, un premier paragraphe propose quelques éléments de formalisation relatifs à la mesure de l’inégalité. Le second paragraphe propose d’appliquer ces concepts à la distribution du bien-être en Russie.
A. Concepts et méthodes
a. Courbe de Lorenz, indice de Gini et indice de polarisation
La courbe de Lorenz est l’outil privilégié dans l’analyse graphique de l’inégalité et de ses évolutions [Figure 1-5]. Si les ménages sont classés par ordre croissant de bien-être, la courbe de Lorenz L(p) représente le pourcentage cumulé du bien-être total (ordonnées) détenu par une proportion cumulée de la population p (abscisses) [Atkinson (1970)].
De manière plus formelle, si l’on note Q(p) le niveau de dépense en dessous duquel se situe une proportion p de la population, et µ la dépense moyenne, alors la courbe de Lorenz met en relation Q(p) / μ et p et s’exprime comme suit [Duclos (2002)] :
L(p) =
pQ q dq0
) 1 (
(1-13)
Deux raisons peuvent expliquer la popularité de la courbe de Lorenz. D’une part, elle fournit plus d’informations que n’importe quel indice d’inégalité synthétique, puisqu’elle permet de visualiser l’ensemble de la distribution de la dépense. Elle peut d’autre part permettre d’évaluer la robustesse des comparaisons d’inégalité par le biais d’un test de dominance de premier ordre. Considérons deux distributions A et B. Si la courbe de Lorenz de A est au dessus de la courbe de Lorenz de B pour tout p, alors A domine B, autrement dit, l’inégalité est plus marquée en A qu’en B.
Figure 1-5 : Courbe de Lorenz.
L(p) Ligne de parfaite égalité 1
Courbe de Lorenz
C Tangente au point médian
0,5 1 p Source : d’après Wolfson (1994).
L’indice de Gini, indice d’inégalité le plus couramment utilisé, découle de la courbe de Lorenz. Il représente le double de l’aire de concentration, c’est-à-dire de la surface C délimitée par la droite à 45° et la courbe de Lorenz115. Son expression est par conséquent donnée par :
G = 2 [p L(p)]dp
1
0
(1-14)Où p – L(p) représente la distance entre la droite de parfaite équité et la courbe de Lorenz. A partir de cette expression, il est possible de retrouver la formule standard de l’indice de Gini, exprimée en termes de covariance 116 :
G = 2cov[Q(p),p] (1-15)
L’inégalité est un concept très large qui vise à identifier la dispersion d’une distribution, c’est à dire la déviation de cette distribution par rapport à la moyenne globale. Elle ne renseigne par conséquent aucunement sur les regroupements autour de moyennes locales. Des phénomènes
115 Cette surface étant au maximum égale à 0,5 dans le cas où un ménage concentre toute la dépense, on procède à une normalisation de la forme G = 2B, de manière à obtenir un indice compris entre 0 et 1.
116 Voir Duclos (2002), pp. 28-31.
68
tels que la disparition de la classe moyenne ou la concentration au niveau des queues de la distribution ne sauraient être captés par les mesures d’inégalité traditionnelles. Il apparaît bien plus pertinent, pour traiter de tels phénomènes, d’introduire le concept de polarisation117. L’indice de Gini est incapable de rendre compte du degré de polarisation d’une distribution.
Ceci justifie le recours à une mesure plus spécifique. A cet égard, l’indice de polarisation de Wolfson (1994) se révèle être un outil précieux dans la mesure où il est dérivé de la courbe de Lorenz et de l’indice de Gini. Pour fixer les idées, il convient de faire apparaître sur la figure 1-5 la droite de tangence au point médian (en p = 0,5). L’indice de Wolfson sera alors défini comme deux fois la surface entre la courbe de Lorenz et cette tangente. Il est égal à :
W = 2(2T – G) / (m /µ) (1-16)
Avec m la médiane de la distribution, µ la moyenne, G l’indice de Gini et T = 0,5 – L(0,5). De la même manière que le coefficient de Gini, l’indice de Wolfson prend une valeur comprise entre 0 et 1, ce qui autorise les comparaisons entre degrés d’inégalité et de polarisation.
b. Indices d’entropie, inégalité intra-sectorielle et inter-sectorielle
Il s’agit ici d’évaluer l’importance relative de l’inégalité intra-sectorielle (Iw) et de l’inégalité inter-sectorielle (Ib). Dans le cas d’indices d’inégalité non décomposables, la mise en œuvre d’une telle décomposition fait nécessairement apparaître un terme de résidu.
Yitzhakhi, Lerman (1991) ont ainsi proposé de décomposer l’indice de Gini en trois composantes : une composante traduisant l’inégalité intra-sectorielle, une composante traduisant l’inégalité inter-sectorielle et un résidu assimilable à un indice de stratification de la population. En dépit de l’intérêt d’une telle méthode, nous avons préféré nous focaliser sur les indices d’entropie, satisfaisant à la propriété de décomposabilité, de manière à éviter la présence d’un résidu souvent difficile à interpréter118.
117 L’inégalité et la polarisation évoluent souvent dans le même sens, mais il existe des situations où elles évoluent dans des directions contraires. Voir l’exemple théorique présenté par Zhang, Kanbur (2001). Pour plus de précisions sur les divergences entre inégalité et polarisation, voir Wolfson (1994).
118 Rappelons qu’un indicateur d’inégalité approprié se doit de respecter cinq axiomes : l’axiome de transfert (Pigou - Dalton), l’axiome d’indépendance à la moyenne, le principe de population, l’axiome de symétrie et la propriété de décomposabilité. Pour une présentation de ce cadre axiomatique, voir Litchield (1999).
Le concept d’entropie, hérité des sciences physiques, mesure le désordre d’un système et augmente au fur et à mesure que le système approche d’un état de désordre accru [Essama-Nssah (2000)]. L’expression générale des indices de la classe entropie est :
GE() = ( 1 ) dépense moyenne ; est un paramètre traduisant les différentes perceptions de l’inégalité119. En fonction de la valeur de , il est possible de définir deux indices d’inégalité plus
Du fait de leur propriété de décomposabilité, les indices d’entropie peuvent être désagrégés en une composante d’inégalité intra sectorielle et une composante d’inégalité inter sectorielle, conformément à l’équation (1-20) :
GE() = Iw + Ib (1-20)
Soient vj = nj / n, la part dans la population du secteur j (j = 1…k) et j = j / , le rapport de la dépense moyenne du secteur j à la dépense moyenne de l’ensemble de la population. Il est
119 Il représente le poids accordé aux distances entre les dépenses à différents endroits de la distribution. Pour de faibles valeurs de , GE() est plus sensible à des variations dans les queues les plus faibles de la distribution, et inversement pour des valeurs élevées de . Précisons que l’indice de Gini accorde quant à lui davantage de poids aux écarts de dépense vers le milieu de la distribution.
120 Pour β = 2, on retrouve la moitié du coefficient de variation, autre mesure d’inégalité que nous ne retenons pas ici. Voir Litchield (1999).
70
possible de mettre en œuvre la décomposition pour les deux principaux indices d’entropie [Mokherjee, Shorrocks (1982)] :
k
j
GE
1
) 0
( vj GE(0)j +
k
j 1 vj log (1/j) (1-21)
GE(1) =
k
j 1 vj j GE(1)j +
k
j 1 vj j log (j) (1-22)
Dans les deux cas, le premier terme du membre de droite représente l’inégalité intra-sectorielle. C’est une moyenne pondérée de l’inégalité dans chaque secteur. La deuxième composante correspond à l’inégalité inter-sectorielle et mesure la contribution des différences de dépenses par tête moyennes entre les secteurs.
B. Une société fortement polarisée malgré la baisse des inégalités
En dépit des importantes disparités de richesse entre la « Nomenklatura », l’élite occupant les postes à responsabilité, et l’ensemble de la population, l’inégalité prévalant en URSS était limitée, notamment par rapport à des pays comme les Etats-Unis ou la Grande Bretagne121. Les études empiriques sur le coût social de la transition économique ont mis en exergue la forte accentuation de l’inégalité intervenue dans les premières années du processus de réformes. Citons à titre d’illustration Milanovic (1998) qui estime sur la base des
« Enquêtes sur le Budget des Familles » que l’indice de Gini en Russie, mesuré à partir du revenu disponible par tête, est passé de 0,24 en 1987-1988 à 0,48 en 1993-1995. Calculé avec les données de la première phase des enquêtes RLMS, il aurait augmenté de 6 points, passant de 0,43 à l’été 1992 à 0,49 fin 1993 [World Bank (1995)].
121 D’après Milanovic (1998), le degré d’inégalité en URSS avant 1991 se rapprochait du degré d’inégalité prévalant dans les pays les plus égalitaires de l’OCDE, à savoir les pays Scandinaves, le Canada et la RFA. Voir l’introduction générale, p. 10.
Tableau 1-7 : Indices de Gini et indices de polarisation selon l’année et le milieu1. Russie 1994-2000.
Indice de polarisation2 Indice de Gini
1994 1996 1998 2000 1994 1996 1998 2000
Urbain 0,4064 0,4125 0,4291 0,3936 0,4946 0,4762 0,5038 0,4717
Rural 0,3717 0,4136 0,3743 0,3601 0,4116 0,4548 0,4131 0,4194
Ensemble 0,4007 0,4124 0,4144 0,3855 0,4799 0,4746 0,4847 0,4631
Notes : (1) Dépense réelle mensuelle en équivalent adulte. (2) Indice de Wolfson (1997).
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
Les tendances de l’inégalité et de la polarisation au niveau des ménages, appréhendées par les indices de Gini et de Wolfson sur la période 1994-2000, sont reportées dans le tableau 1-7. Les tableaux 1-8 et 1-9 présentent par ailleurs les résultats de la décomposition des indices de la classe entropie pour 1994 et 2000 en fonction, respectivement, du milieu et de la localisation géographique. En premier lieu, l’importance de l’inégalité en Russie est confirmée par les valeurs de l’indice de Gini et des indices d’entropie. Néanmoins, l’inégalité a diminué sur la période 1994-2000, l’indice de Gini passant de 0,48 à 0,46. Cette tendance est encore plus nette si l’on se réfère aux indices d’entropie. L’indice de Theil GE(1) est ainsi passé de plus de 0,50 à 0,44. En outre, l’analyse des évolutions de court terme permet d’identifier deux phases distinctes dans l’évolution de l’inégalité : une phase de légère augmentation entre 1994-1998, puis une période de diminution à partir de 1998. Ces deux phases apparaissent également dans le profil d’évolution de la polarisation. L’indice de Wolfson a dans un premier temps augmenté pour atteindre un maximum de plus de 0,41 en 1998 avant de décroître sensiblement jusqu’en 2000 et s’établir à 0,385. De la même manière que pour l’évolution de la pauvreté, la crise de 1998 constitue donc un point de retournement dans les modifications de la distribution du bien-être.
En second lieu, l’analyse en fonction du milieu suggère que l’inégalité est essentiellement intra-sectorielle. Autrement dit, l’essentiel de l’inégalité nationale (autour de 98 %) s’explique par les disparités au sein de chaque secteur, et ceci aussi bien en 1994 qu’en 2000. Les mouvements de population entre les zones urbaines et rurales n’influencent donc que très peu l’inégalité. La situation des milieux urbain et rural diverge très significativement.
En 1994, l’inégalité qui prévaut en milieu urbain est nettement plus élevée que dans les zones
72
Tableau 1-8 : Décomposition des indices de la classe entropie selon l’année et le milieu1. Russie 1994-2000.
1994
Valeur indice Décomposition-valeur Décomposition-proportion Total Urbain Rural inégalité intra- inégalité inter- inégalité intra- inégalité
inter-sectorielle sectorielle sectorielle sectorielle
GE(0) 0,4213 0,4457 0,3166 0,4142 0,0071 0,983 0,017
GE(1) 0,5050 0,5457 0,3026 0,4982 0,0068 0,986 0,014
Gini2 0,4799 0,4946 0,4116
2000
Valeur indice Décomposition-valeur Décomposition-proportion Total Urbain Rural inégalité intra- inégalité inter- inégalité intra- inégalité
inter-sectorielle sectorielle sectorielle sectorielle
GE(0) 0,3814 0,3936 0,3190 0,3731 0,0083 0,978 0,022
GE(1) 0,4457 0,4619 0,3527 0,4379 0,0078 0,982 0,018
Gini2 0,4631 0,4194 0,4717
Notes : (1) Cette décomposition suit l’approche de Mokherjee, Shorrocks (1982). Dépense réelle mensuelle en équivalent adulte. (2) Nous indiquons les valeurs de l’indice de Gini pour information.
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
rurales. L’indice de Gini atteint ainsi près de 0,50 dans les zones urbaines pour 0,41 dans les zones rurales. L’écart de polarisation est de moindre ampleur, puisque l’indice de Wolfson s’élève à 0,40 dans les villes pour seulement 0,37 dans les campagnes. Les disparités en termes d’évolution sont également remarquables. L’inégalité a décliné en milieu urbain, alors qu’elle s’est légèrement accrue en milieu rural entre 1994 et 2000. L’écart d’inégalité entre les deux secteurs tend donc à se réduire. D’après l’indice de Theil GE(1), il est passé de 0,24 en 1994 à seulement 0,11 en 2000. L’écart de polarisation est en revanche resté stable, l’indice de Wolsfon ayant diminué d’environ un point dans les deux secteurs (de 0,40 à 0,39 dans le secteur urbain et de 0,37 à 0,36 dans le secteur rural). Même si les évolutions de long terme semblent avoir été favorables au secteur urbain, l’impact de la crise de 1998 s’est surtout manifesté dans les villes. Ainsi, entre 1996 et 1998, les indices de Gini et de Wolfson ont significativement augmenté en milieu urbain alors qu’ils ont diminué en milieu rural. Ceci confirme le phénomène de destruction de la classe moyenne consécutif à la crise de 1998 mis en avant dans la littérature économique122. Dans la société Russe, devenue fortement polarisée, s’opposent deux classes antagonistes : les « Nouveaux Russes » que l’on peut assimiler à la tranche supérieure de la classe moyenne et les « Nouveaux Pauvres »123. Si l’on
122 Estimée à un quart de la population Russe avant l’été 1998, on considère que la classe moyenne se réduit à 15-18 % en 2000 [Cabanne, Tchistiakova (2002)]. Voir également Bogomolova, Tapilina (2001).
123 Ces Nouveaux Russes vivent généralement à Moscou ou Saint-Pétersbourg dans des immeubles de grand standing et travaillent la plupart du temps dans les affaires. Au sommet de cette classe se trouvent les oligarques
Tableau 1-9 : Décomposition des indices de la classe entropie selon l’année et la localisation géographique1. Russie 1994-2000.
1994
Valeur indice Décomposition Décomposition
valeur proportion
Total Moscou Nord et Cen- Bassin Cau- Oural Sibérie Sibérie inégalité inégalité inégalité inégalité
Saint-Pé- Nord tre de la case de l' de l' intra- inter- intra-
inter-tersbourg Ouest Volga Nord Ouest Est sectorielle sectorille sectorielle sectoriel
le
GE(0) 0,4213 0,4187 0,3850 0,3138 0,3384 0,3373 0,3389 0,6176 0,4883 0,3864 0,0349 0,917 0,083
GE(1) 0,5050 0,4656 0,4731 0,3114 0,3345 0,3374 0,3735 0,8477 0,5633 0,4693 0,0357 0,929 0,071
Gini2 0,4799 0,4774 0,4684 0,4103 0,4278 0,4294 0,4327 0,5775 0,5160
2000
Valeur indice Décomposition Décomposition
valeur proportion
Total Moscou Nord et Centre Bassin Cau- Oural Sibérie Sibérie inégalité inégalité inégalité inégalité
Saint-Pé- Nord de la case de l' de l' intra- inter- intra-
inter-tersbourg Ouest Volga Nord Ouest Est sectorielle sectorille sectorielle sectoriel
le
GE(0) 0,3814 0,2428 0,3513 0,2899 0,3747 0,4568 0,3782 0,5505 0,2268 0,3640 0,0174 0,954 0,046
GE(1) 0,4457 0,2167 0,3544 0,3128 0,4522 0,5599 0,4447 0,6324 0,2091 0,4275 0,0182 0,959 0,041
Gini2 0,4631 0,3649 0,4524 0,4043 0,4586 0,5042 0,4559 0,5520 0,3594
Notes : (1) Cette décomposition suit l’approche de Mokherjee, Shorrocks (1982). Dépense réelle mensuelle en équivalent adulte. (2) Nous indiquons les valeurs de l’indice de Gini pour information.
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
se réfère aux conclusions du rapport « Voix des Pauvres » de la Banque Mondiale, cette polarisation grandissante est vivement ressentie par la population, longtemps imprégnée par l’idéologie égalitariste à la base de la société socialiste [Levinson et al. (2002)].
En troisième lieu, pour ce qui a trait à la décomposition selon la localisation géographique, la part de l’inégalité inter-sectorielle est faible (entre 7 et 8 % en 1994) et en baisse assez nette entre 1994 et 2000. L’inégalité nationale s’explique donc principalement par l’inégalité au sein de chaque région. A cet égard, les résultats pour 1994 révèlent d’importantes disparités régionales. L’indice GE(0) varie selon la région de 0,31 à 0,61 et atteint ses valeurs les plus élevées en Sibérie de l’Ouest, en Sibérie de l’Est et à Moscou et Saint-Pétersbourg. Les disparités d’évolution sont également très importantes. Il est possible de distinguer trois groupes de régions en fonction des modifications de la distribution : (i) les régions où l’inégalité a décliné (Moscou-Saint-Pétersbourg, Nord, Nord-Ouest, Sibérie Occidentale et Sibérie Orientale) qui correspondent aux régions les plus inégalitaires en
qui ont accumulé d’importantes fortunes au moment des privatisations, par le biais de leurs relations politiques [Cabanne, Tchistiakova (2002)].
74
1994124 ; (ii) les régions où l’inégalité a augmenté (Bassin de la Volga, Caucase Nord et Oural) qui correspondent aux régions les plus égalitaires en 1994 ; (iii) une région, le Centre, où l’inégalité s’est stabilisée. Finalement, la diversité des évolutions dans les différentes régions a entraîné une profonde modification de la hiérarchie entre 1994 et 2000. Les régions les plus inégalitaires en 2000 sont la Sibérie de l’Ouest, le Caucase Nord, l’Oural et le Bassin de la Volga.