Pauvreté chronique et transitoire : évidence empirique

La première partie propose une brève revue des études empiriques relatives à l’identification des formes de la pauvreté dans les pays en développement et dans les pays en transition. La seconde partie recentre l’analyse sur la Russie, et vise, par le biais d’une analyse descriptive fondée sur les données de panel des enquêtes RLMS, à évaluer l’importance relative et la répartition socioéconomique de la pauvreté persistante / chronique et de la pauvreté temporaire / transitoire.

149 Une cinquième catégorie de ménages intégrée aux pauvres transitoires peut être identifiée : les « pauvres par alternance » (churning poor) qui ont un niveau de bien-être permanent proche du seuil de pauvreté et qui alternent les phases de pauvreté et de non pauvreté [Hulme et al. (2001)].

Pauvreschroniquesnonpersistant s persistanersistants

Pauvres transitoires

Pauvres persistants Pauvres chroniques non persistants

Non pauvres

A. Revue de la littérature

L’identification des formes de la pauvreté pour les pays en développement et les pays en transition constitue un champ de recherche récent (milieu des années 90) et par conséquent peu investi, et ce d’autant plus qu’il reste très dépendant de la disponibilité de données de panel [Baulch, Hoddinott (2000)].

Précisons d’emblée que la mise en œuvre de l’approche de composantes, c’est-à-dire de la décomposition de l’inégalité de la pauvreté agrégée en composante de pauvreté chronique et composante de pauvreté transitoire reste encore très limitée. A notre connaissance, seules quatre études, dont les résultats sont répertoriés dans le tableau 2-2, appliquent cette décomposition, respectivement pour la Chine rurale, le Pakistan rural, l’Egypte et l’Argentine¹⁵⁰. C’est bien évidemment insuffisant pour pouvoir tirer des conclusions générales, d’autant plus que les résultats mis en exergue sont forts divergents.

En Chine, la pauvreté chronique et la pauvreté transitoire représentent une proportion à peu près équivalente de la pauvreté totale. S’agissant du Pakistan rural, la part de la pauvreté transitoire est très nettement supérieure à celle de la pauvreté chronique (plus de 80 % contre moins de 20 %). La tendance est inverse dans le cas de l’Egypte et de l’Argentine, puisque la composante de pauvreté chronique est deux fois plus importante que la composante de pauvreté temporaire.

En fait, l’essentiel des investigations relatives aux formes de la pauvreté s’appuient sur

l’approche de périodes. Les articles de Baulch, Hoddinott (2000) et de McKay, Lawson (2002) présentent un survey des différentes études appliquant cette méthodologie pour les pays en développement et les pays en transition. Le tableau 2-3 reprend et complète ces deux synthèses. Il convient avant tout de nuancer la portée d’un tel tableau comparatif. D’une part, les populations étudiées sont très hétérogènes, cette hétérogénéité se manifestant aussi bien dans le type de population couverte (nationale / urbaine / rurale) que dans la taille des échantillons. D’autre part, l’ensemble de ces études divergent selon la ligne de pauvreté, l’indicateur de bien-être, les éventuelles échelles d’équivalence et le nombre de périodes

150 Voir également Muller (1997) pour une étude sur le Rwanda.

104

Tableau 2-2 : Synthèse des études sur les formes de la pauvreté selon l’approche de composantes.

AUTEURS Pays / Milieu Période Indicateur de Pauvreté Pauvreté Pauvreté Part pauvreté Part pauvreté bien-être totale chronique transitoire chronique transitoire

Jalan, Ravallion (1996) Chine - Rurale 1985-1990 Dépense 0,0142 0,0072 0,0070 50,7% 49,3%

McCulloch, Baulch (2000) Pakistan - Rural 1986-1991 Revenu 0,0510 0,0090 0,0420 17,6% 82,4%

Haddad, Ahmed (2002) Egypte 1997-1999 Dépense 0,0435 0,0290 0,0145 66,6% 33,4%

Cruces, Wodon (2003) Argentine - Urbain¹ 1998-2001 Revenu 0,0610 0,0400 0,0210 65,5% 34,5%

Notes : (1) Aire d’influence de Buenos Aires.

Source : auteur.

retenues. En conséquence, il semble difficile d’établir des lois empiriques qui auraient une vocation universelle. Par contre, ce tableau synthétique doit nous permettre de dégager quelques faits stylisés utiles à la compréhension des dynamiques de pauvreté.

En premier lieu, il apparaît que la pauvreté transitoire (ou temporaire) est sensiblement supérieure à la pauvreté chronique (ou persistante) dans tous les cas de figure, exception faite de la Côte d’Ivoire sur la période 1987-1988, du Pakistan rural, de Madagascar urbain et du Chili rural. Ainsi, en Afrique, la part de la pauvreté transitoire varie selon les pays de 20,2 % à 59,6 %. Cette tendance est encore davantage marquée dans les pays en transition, comme en atteste le cas de la Russie sur la période 1992-1993 : la part des pauvres transitoires dans la population atteindrait 87 % selon Lokshin, Popkin (1999). De toute évidence, ce constat suggère l’existence d’une importante mobilité en termes de bien-être et semble par là même remettre en cause l’idée, largement répandue jusqu’à récemment, selon laquelle la pauvreté est fondamentalement un phénomène de long terme. Néanmoins, et en deuxième lieu, la pauvreté chronique concerne dans la plupart des pays une proportion significative de la population. Les pauvres persistants représentent ainsi plus de 20 % de la population dans treize études sur trente et plus de 50 % dans trois études. Même si cette proportion reste modeste dans les pays en transition (moins de 10 %), elle n’est pas négligeable. En troisième lieu, l’amplitude de la pauvreté chronique est plus élevée dans les zones rurales par rapport aux zones urbaines. A titre d’illustration, citons le cas de l’Ouganda. La pauvreté chronique atteint 31,4 % dans les zones rurales pour seulement

Tableau 2-3 : Synthèse des études sur les formes de la pauvreté selon l’approche de périodes.

AUTEURS Pays / Milieu Indicateur Nombre Période Non

Grootaert, Kanbur (1995) Côte d'Ivoire Dépense 2 1985 et 1986 65,3 20,2 14,5

Grootaert, Kanbur (1995) Côte d'Ivoire Dépense 2 1986 et 1987 64,1 22,9 13,0

Grootaert, Kanbur (1995) Côte d'Ivoire Dépense 2 1987 et 1988 53,0 22,0 25,0

Hoddinot, Owens, Kinsey (1998) Zimbabwe – Rural Revenu 4 1992 - 1996 29,8 59,6 10,6

Carter (1999) Afrique du Sud¹ Dépense 2 1993 et 1998 45,8 31,5 22,7

Dercon, Krishnan (2000) Ethiopie – Rural Dépense 2 1994 et 1995 45,1 30,1 24,8

Kedir, McKay (2003) Ethiopie - Urbain Dépense 3 1994 - 1997 42,2 36,3 21,5

Okidi, Mugambe (2002) Ouganda Dépense 2 1992 et 1996 42,8 33,7 23,5

Haddad, Ahmed (2002) Egypte Dépense 2 1997 et 1999 60,6 20,4 19,0

Herrera, Goubaud (2003) Madagascar - Urbain Revenu 3 1997 - 1999 9,1 26,0 64,9

Wason, Hall (2004) Lesotho - Rural Revenu 2 1993 et 2002 32,0 42,0 26,0

Asie

Gaiha, Deolalikar (1993) Inde - Rural semi

aride Revenu 9 1975-1984 12,4 65,8 21,8

Jalan, Ravallion (1996) Chine – Rural² Dépense 6 1985 - 1990 46,0 47,8 6,2

Kurosaki (2002) Pakistan - Rural Dépense 2 1996 et 1999 10,4 26,4 63,2

McCulloch, Baulch (2000) Pakistan - Rural Revenu 5 1986 - 1991 42,0 55,0 3,0

Reyes (2002) Philippines Revenu 3 1997-1999 46,4 31,9 21,7

Glewwe, Gragnolati, Zaman (2000) Vietnam Dépense 2 1992 et 1997 39,1 32,2 28,7

Skoufias, Suryahadi, Sumarto (2000) Indonésie - Rural Dépense 2 1997 et 1998 71,6 19,8 8,6

Mc Culloch, Calandrino (2002) Chine – Rural Dépense 5 1991 - 1995 56,0 38,2 5,8

Jalan, Ravallion (1996) Chine – Rural² Dépense 6 1985 - 1990 46,0 47,8 6,2

Salehi-Isfahani (2003) Iran Dépense 4 1992-1995 51,8 56,7 4,9

Amérique Latine

Scott (2000) Chili – Rural Revenu 2 1967 et 1985 14,4 31,5 54,1

Herrera (2001) Pérou Dépense 3 1997-1999 43,2 35,3 21,5

Herrera, Roubaud (2003) Pérou – Urbain Revenu 3 1997 - 1999 51,8 35,2 13,0

Europe de l'Est Asie Centrale

Mroz, Popkin (1995) Russie Revenu 2 1992 et 1993 57,2 30,1 12,7

Lokshin, Popkin (1999) Russie Revenu 4 1992 - 1993 8,8 87,0 4,2

Lokshin, Popkin (1999) Russie Revenu 3 1994 - 1996 14,1 79,0 6,9

Okrasa (1999) Pologne Dépense 4 1993 - 1996 62,1 32,0 5,9

Tesliuc, Pop (2000) Roumanie Dépense 3 1995 - 1997 63,6 29,9 6,5

World Bank (2001) Hongrie Revenu 6 1992-1997 72,1 25,9 2,0

Notes : (1) Province du KwaZulu. (2) Province du Sichuan.

Source : d’après Baulch, Hoddinott (2000), et McKay, Lawson (2002).

106

12,4 % dans les villes [Okidi, Mugambe (2002)]. On observe un résultat identique en Egypte [Haddad, Ahmed (2002)]. Ceci semble corroborer l’idée très populaire selon laquelle la pauvreté et donc la pauvreté chronique sont essentiellement des phénomènes ruraux. Les zones urbaines, premières bénéficiaires de la croissance, seraient en revanche relativement épargnées par le risque de pauvreté de long terme. Il convient pourtant de souligner que la littérature consacrée à l’étude des formes de la pauvreté en zone urbaine est quasi-inexistante et qu’il s’avère par conséquent imprudent d’extrapoler et d’affirmer que la pauvreté chronique n’est pas un problème présent dans les villes [Amis (2002)]. L’exemple de Madagascar, seule étude consacrée entièrement aux zones urbaines, est d’ailleurs très révélateur si l’on considère que la part de pauvres persistants excède très sensiblement celle des pauvres temporaires.

Le Rapport sur la Pauvreté Chronique 2004-2005 propose une première tentative d’estimation de l’ampleur de la persistance de la pauvreté à l’échelle mondiale. La pauvreté chronique, associée à la pauvreté de longue durée, concerne les individus qui sont restés au moins cinq ans en situation de privation. Les estimations du rapport intègrent donc le cadre de l’approche de périodes. Le nombre de pauvres chroniques est déterminé en multipliant le nombre de personnes pauvres dans un pays, à un moment donné, par la probabilité que ces personnes restent pauvres pendant au moins cinq ans [McKay, Baulch (2004]. Pour évaluer le nombre de pauvres, d’une part, la population de chaque pays est multipliée par les ratios de pauvreté calculés par la Banque Mondiale, sur la base du seuil de pauvreté international de un dollar par jour. Les probabilités pour un individu de rester pauvre, d’autre part, sont dérivées des matrices de transition pour les pays disposant d’enquêtes de panel¹⁵¹. Pour les autres, c’est la moyenne de la zone géographique d’appartenance qui est attribuée. Si cette dernière hypothèse est forte, la méthodologie employée est contestable à bien d’autres égards. En particulier, le problème de comparaison entre les enquêtes de panel, déjà évoqué précédemment, prend là toute son importance. Les estimations du rapport sont présentées dans le tableau A-3-1 en annexes. Elles indiquent que la pauvreté chronique est de grande ampleur et concerne les quatre zones géographiques retenues, à des degrés différents cependant. Les régions les plus touchées sont l’Asie du Sud et surtout l’Afrique Subsaharienne. La part des pauvres de longue durée dans cette dernière région serait comprise entre 30 % et 40 %, ce qui semble surestimer l’ampleur de la pauvreté chronique si

151 Pour plus de précisions sur le calcul de ces probabilités, se reporter à McKay, Baulch. (2004).

l’on se réfère aux études individuelles reportées dans le tableau 2-3, où la part des pauvres persistants dans les pays africains n’excède pas 25 %, exception faite de Madagascar¹⁵².

B. Persistance et chronicité de la pauvreté en Russie

a. Apports et limites des données de panel : le cas des données RLMS

L’analyse des formes de la pauvreté requiert l’utilisation de données de panel, c’est-à-dire d’observations répétées sur un ensemble de ménages, de manière à pouvoir suivre l’évolution du bien-être dans le temps. Cette double dimension des données de panel, avantage décisif par rapport aux séries temporelles et aux coupes instantanées, « permet de rendre compte simultanément de la dynamique des comportements et de leur éventuelle hétérogénéité » [Sevestre (2002), p. 3]. Ainsi, les enquêtes transversales répétées, où l’échantillon diffère d’une année à l’autre, peuvent renseigner sur l’évolution de la pauvreté pour des groupes particuliers, définis selon différents critères, mais ne fournit aucune information sur les mouvements d’entrées et sorties de la pauvreté et sur la durée de la pauvreté. Le recours aux données de panel permet donc d’obtenir un gain informationnel et constitue une base pertinente pour analyser les variations intertemporelles des conditions de vie. Peu d’échantillons de panel sont disponibles dans les pays en développement et les pays en transition, essentiellement en raison des difficultés pratiques et financières liées à la collecte de telles données [Baulch, Hoddinott (2000)]. Ces difficultés impliquent par ailleurs que lorsque des enquêtes de panel ont été menées, elles couvrent souvent des périodes courtes (deux vagues rapprochées dans le temps), des zones géographiques limitées (zones urbaines ou rurales, provinces, etc.) et/ou concernent un nombre très restreint de ménages.

Les données de la deuxième phase des enquêtes RLMS présentent une structure de panel, mais ne constituent pas un panel pur dans la mesure où, pour des raisons diverses, un certain nombre de ménages n’a pas pu être interviewé à toutes les vagues¹⁵³. Certaines familles ont déménagé entre deux enquêtes ; d’autres n’existent plus (suite à une séparation

152 En outre, dans ces études individuelles un ménage ou un individu est considéré comme pauvre chronique s’il est pauvre à toutes les vagues du panel. Or, le nombre d’années disponibles est toujours inférieur à cinq. Sur cinq vagues, l’ampleur de la pauvreté persistante serait moins élevée, compte tenu de l’effet de périodes précédemment décrit.

153 Le maintien de panels purs exige des efforts financiers considérables pour pouvoir suivre et interviewer tous les ménages.

108

ou un décès par exemple) ; enfin, certaines ont pu refuser de coopérer une fois de plus. Dans chacun de ces cas, on est présence d’une observation non renseignée.

Le choix a été fait ici de cylindrer l’échantillon de panel en conservant uniquement les ménages interviewés à chaque période, pour au final disposer d’observations sur 2088 ménages, présents aux quatre vagues. Les taux d’usure entre les échantillons initiaux et l’échantillon de panel présentent par conséquent des valeurs élevées, supérieures à 40 % [Tableau 2-4]¹⁵⁴. Ceci pose un évident problème de représentativité. Si on les laisse de côté, les données manquantes (ou observations non renseignées) peuvent être à l’origine d’un biais de sélection. « Si les individus présents dans l’échantillon ont un comportement qui diffère systématiquement de celui des individus absents, il est bien évident que les estimations obtenues ne pourront prétendre à la représentativité des comportements dans la population » [Sevestre (2002), p. 9]. Autrement dit, on parle de biais de sélection lorsque les raisons pour avoir quitté l’échantillon de panel sont corrélées à la variable d’intérêt. Le tableau 2-4 affiche les valeurs de l’incidence de la pauvreté P0 selon différentes stratifications, pour les quatre échantillons complets (rounds) et l’échantillon de panel. La comparaison panel / rounds révèle d’importantes disparités. Premièrement, au niveau de l’ensemble de l’économie, les différences d’incidence atteignent plus de un point de pourcentage. Si l’on s’intéresse à l’année 2000, l’incidence calculée à partir de l’ensemble de l’échantillon est inférieure de près de 2,5 points à l’incidence évaluée à partir du panel. En d’autres termes, les ménages interviewés en 2000, non inclus dans le panel, tendent à être des ménages plus riches que la moyenne. Ce résultat est confirmé par une comparaison des dépenses moyennes¹⁵⁵. Indépendamment de l’année, les dépenses moyennes estimées à partir de l’ensemble de l’échantillon excèdent sensiblement les dépenses évaluées sur la base du panel cylindré. Deuxièmement, de tels écarts dans l’ampleur de la pauvreté apparaissent également dans la répartition géographique de la population. Le tableau A-2-2, reporté en

154 Il importe de préciser que l’échantillon de 1994 a été réapprovisionné en 1998 et 2000 par des ménages non présents auparavant, ce qui tend à renforcer les taux d’usure.

155 Voir tableau A-1-1 pour les échantillons complets et tableau A-2-3 pour le panel.

Tableau 2-4 : Statistiques descriptives (incidence de la pauvreté et indice de Gini) pour l’échantillon de panel et les échantillons individuels. Russie 1994-2000.

1994 1996 1998 2000

Round V Panel Round VII Panel Round VIII Panel

Round

IX Panel

Incidence de la pauvreté P0¹

Ensemble 0,1440 0,1304 0,2308 0,2417 0,2756 0,2866 0,2231 0,2505

Milieu

Urbain 0,1394 0,1293 0,2027 0,2209 0,2685 0,2935 0,2035 0,2343

Rural 0,1583 0,1327 0,3090 0,2869 0,2950 0,2866 0,2750 0,2859

Localisation géographique

Moscou - Saint Pétersbourg 0,0945 0,0872 0,0736 0,0571 0,1363 0,1048 0,1262 0,1534

Nord et Nord Ouest 0,0990 0,1277 0,1641 0,1914 0,2335 0,2407 0,1769 0,1837

Centre 0,1506 0,1298 0,2353 0,2377 0,3128 0,3160 0,2164 0,2349

Bassin de la Volga 0,2112 0,1586 0,3008 0,2829 0,3444 0,3135 0,2857 0,3138

Caucase Nord 0,1397 0,1227 0,2311 0,2446 0,2279 0,2381 0,1950 0,2308

Oural 0,1557 0,1321 0,2815 0,2576 0,3445 0,3718 0,2541 0,2682

Sibérie de l'Ouest 0,1220 0,1197 0,2498 0,2879 0,2615 0,2903 0,2257 0,2723

Sibérie de l'Est 0,1004 0,1007 0,1671 0,1779 0,1559 0,1587 0,1849 0,1860

Statut du chef de ménage sur le marché du travail

Pluriactif 0,0507 0,0467 0,0849 0,1062 0,1722 0,1473 0,0934 0,1294

Mono-actif formel 0,0928 0,0906 0,1754 0,1986 0,2041 0,2192 0,1462 0,1660

Mono-actif informel 0,1304 0,1448 0,2359 0,2757 0,3224 0,3368 0,2750 0,3256

Inactif 0,2562 0,2196 0,3225 0,3124 0,3646 0,3676 0,3414 0,3550

Indice de Gini 0,4799 0,4593 0,4770 0,4498 0,4915 0,4447 0,4631 0,4448

Nombre de ménages 3763 2088 3560 2088 3622 2088 3777 2088

Taux d'usure² 44,5 % 41,4 % 42,3 % 44,7 %

Notes : (1) Rapport du nombre de ménages pauvres à l’ensemble des ménages. (2) Le taux d’usure est le rapport de l’écart entre la taille de l’échantillon individuel et de l’échantillon de panel à la taille de l’échantillon individuel.

Source : valeurs calculées à partir des bases de données des enquêtes RLMS : rounds V, VII, VIII, IX et panel cylindré.

annexes, présente la répartition des ménages en fonction du milieu et des régions socioéconomiques. Il apparaît que la part des ménages urbains est plus importante dans les échantillons initiaux que dans le panel, et indique par là même que les ménages qui ne sont pas pris en considération dans le panel tendent à être des ménages urbains. Troisièmement, l’examen des valeurs de l’indice de Gini montre que la distribution de la dépense est nettement moins inégalitaire dans l’échantillon de panel. Ainsi, en 1998, l’écart en termes d’indice de Gini est de plus de 4,5 points. En définitive, du fait de l’usure importante, notre

110

panel peut difficilement prétendre à la représentativité. Les méthodes pour traiter les panels non cylindrés se développent et pourraient permettre d’éviter la présence d’un biais de sélection [Sevestre (2002)]. Cependant, l’analyse de la durée de la pauvreté exigeant de se focaliser sur les ménages pour lesquels on observe le bien-être sur une période relativement longue, l’exclusion des données manquantes apparaît comme la démarche la plus pertinente, même si elle est synonyme d’une perte de représentativité.

b. La pauvreté en Russie, un phénomène de court terme

Les tableaux 2-5-a, 2-5-b et 2-5-c présentent respectivement les résultats des estimations pour les approches de périodes, de composantes et mixte. Le tableau A-2-4 reporté en annexes présente par ailleurs la répartition des ménages en fonction de la durée de la pauvreté. Concernant l’approche de composantes et l’approche mixte, trois estimations du bien-être permanent sont retenues. A l’instar de Jalan, Ravallion (1996), la première mesure est la moyenne intertemporelle de la dépense [Méthode I]. La deuxième estimation est dérivée du modèle à effets fixes sans variables explicatives pour lequel les erreurs sont supposées prendre la forme d’un processus autorégressif d’ordre 1 [Méthode II]. La troisième estimation repose sur le modèle à effets fixes individuels plus général [Equation (2-9)], contrôlé par la composition démographique du ménage [Méthode III]¹⁵⁶. Les valeurs moyennes de la dépense permanente estimées selon ces trois méthodologies, ainsi que la moyenne des dépenses annuelles sont reportées en annexes dans le tableau A-2-3.

A l’échelle nationale, la pauvreté s’apparente principalement à un phénomène transitoire. Dans le cas de l’approche de périodes, en premier lieu, la pauvreté chronique est très faible, puisque seuls 3,3 % des ménages sont en situation de pauvreté persistante contre 46,9 % en situation de pauvreté temporaire. Il est possible de corriger ces estimations en tenant compte de leur sensibilité à la ligne de pauvreté. En effet, la catégorie des pauvres transitoires regroupe des situations très diverses. D’une part, les ménages pauvres une seule année se rapprochent de la situation des non pauvres, dans le sens où ils peuvent être passés

156 Les variables de composition démographique reprennent la stratification du chapitre 1. Il s’agit donc de 7 variables binaires correspondant aux 7 catégories de ménages. La catégorie des familles élargies a été choisie comme base. L’estimation du modèle n’est pas reportée, il importe néanmoins de préciser que le test de Hausman confirme la pertinence d’un modèle à effets fixes par rapport à un modèle à erreurs composées.

Tableau 2-5-a : Formes de la pauvreté. Approche de périodes. Russie 1994-2000.

Non pauvres Pauvres temporaires Pauvres persistants

Effectifs % Effectifs % Effectifs %

Approche de périodes 1039 49,8 980 46,9 69 3,3

Approche de périodes ajustée¹ 1147 54,9 853 40,9 88 4,2

Notes : (1) Ajustement selon la méthodologie de Bane, Ellwood (1986).

Source : valeurs calculées à partir du panel cylindré (2088 ménages). RLMS.

Tableau 2-5-b : Formes de la pauvreté. Approche de composantes. Russie 1994-2000.

Méthode d'estimation Pauvreté Pauvreté Pauvreté Part pauvreté Part pauvreté du bien-être permanent totale transitoire chronique transitoire chronique

(%) (%)

Méthode I

Moyenne intertemporelle de la dépense¹ 4,50 3,40 1,10 75,6 24,4

Méthode II

Modèle à effets fixes sans variables

explicatives corrigé de l'autocorrélation² 4,50 2,42 2,08 53,8 46,2

Méthode III

Modèle à effets fixes contrôlé par la

composition démographique³ 4,50 3,98 0,52 88,4 11,6

Notes : (1) D’après l’équation 2-7. (2) D’après l’équation 2-8. (3) D’après l’équation 2-9.

Source : valeurs calculées à partir du panel cylindré (2088 ménages). RLMS.

Tableau 2-5-c : Formes de la pauvreté. Approche mixte. Russie 1994-2000.

Méthode d'estimation Non Pauvres Pauvres Pauvres

du bien-être permanent pauvres transitoires chroniques chroniques

non persistants persistants

(%) (%) (%) (%)

Méthode I

Moyenne intertemporelle de la dépense¹ 49,8 37,9 9,0 3,3

Méthode II

Modèle à effets fixes sans variables

explicatives corrigé de l'autocorrélation² 49,8 31,7 15,3 3,3

Méthode III

Modèle à effets fixes contôlé par la

composition démographique³ 49,8 45,4 3,2 3,3

Notes : (1) D’après l’équation 2-7. (2) D’après l’équation 2-8. (3) D’après l’équation 2-9.

Source : valeurs calculées à partir du panel cylindré (2088 ménages). RLMS.

112

en dessous de la ligne de pauvreté tout en restant proche de ce seuil. Si durant cette période de pauvreté la dépense en équivalent adulte de ces ménages est supérieure à 90 % de la ligne de pauvreté, nous les considèrerons comme jamais pauvres. De manière symétrique, les ménages pauvres trois années sont à la limite de la catégorie des pauvres chroniques. Si l’année où ils quittent la pauvreté leur dépense en équivalent adulte est inférieure à 110 % du seuil de pauvreté, nous les considèrerons comme pauvres persistants. Cet ajustement de l’approche de périodes ne modifie que légèrement les résultats, les pauvres persistants, temporaires et les non pauvres représentant respectivement 4,2 %, 40,9 % et 54,9 % de la population. Si l’on se réfère plus généralement à la durée de la pauvreté, il apparaît que la proportion de ménages décroît avec la durée de la pauvreté [Tableau A-2-4].

La décomposition de la pauvreté totale selon l’approche de composantes, en deuxième lieu, révèle une tendance similaire à l’approche de périodes. La part de la pauvreté transitoire est supérieure à celle de la pauvreté chronique, quelle que soit la mesure du bien-être permanent retenue. Ainsi, lorsque ce dernier est estimé par la moyenne intertemporelle de la

La décomposition de la pauvreté totale selon l’approche de composantes, en deuxième lieu, révèle une tendance similaire à l’approche de périodes. La part de la pauvreté transitoire est supérieure à celle de la pauvreté chronique, quelle que soit la mesure du bien-être permanent retenue. Ainsi, lorsque ce dernier est estimé par la moyenne intertemporelle de la

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