L'objectif du présent article est d'analyser les changements survenus dans l'état de la pauvreté monétaire au Cameroun entre 1983 et 1996. Au cours de ces années, de nombreuses mesures contractionnistes ont été adoptées en relation avec les programmes d'ajustement soutenus par le Fonds monétaire international (FMI) et la Banque mondiale (BM). Des études analysant les effets de l'ajustement sur la pauvreté ont montré qu'une telle relation était variable selon les pays et les programmes et qu'il est extrêmement difficile d'identifier les mécanismes de transmission par lesquels les politiques économiques affectent la pauvreté².

Jusqu'en 1994, le processus d'ajustement pouvait être considéré comme un échec en raison, notamment, des dérapages importants observés dans l'exécution de certains critères quantitatifs : déclin des exportations provoquant un fléchissement de la balance courante, recettes fiscales collectées en deçà des objectifs, stabilisation du solde négatif des avoirs extérieurs au lieu de son amélioration, accentuation de la situation débitrice du gouvernement à l'égard du secteur monétaire, accumulation des arriérés intérieurs et extérieurs³. Cependant, les effets de ces mesures d'ajustement sur la pauvreté n'ont pas été systématiquement examinés en utilisant des données d'enquêtes-ménages. C'est pour cette raison que nous entreprenons l'analyse dynamique de ce phénomène en utilisant les données de deux enquêtes ménages représentatives au niveau national et effectuées en 1983-1984 et 1996, l'une et l'autre par la Direction de la Statistique et de la Comptabilité Nationale (DSCN)⁴.

L'analyse de la dynamique de la pauvreté permet de saisir comment les réalités macroéconomiques se répercutent sur les populations et, le cas échéant, de cibler les groupes les plus vulnérables afin de mieux orienter les politiques économiques.

¹ Faculté des Sciences Économique et de Gestion (FSEG) – Université de Yaoundé II– Cameroun  sfambon@yahoo.fr.

² Voir par exemple : FMI (1988), Ravallion et Huppi (1991).

³ Pour une présentation des programmes d'ajustement au Cameroun, voir BIAO et al. (1999).

⁴ Il s'agit de l'Enquête budget consommation (EBC), réalisée en 1983-1984, et de l'Enquête camerounaise auprès des ménages (ECAM I), réalisée en 1996.

Pendant la période 1960-1976, l'économie a connu une croissance modérée et équilibrée, exempte de distorsions des prix relatifs et de déficits insoutenables. Bien que très dépendant de la production des produits primaires (cacao, café, etc.), le dynamisme a reposé sur un tissu économique assez diversifié et une main-d'œuvre relativement bien adaptée aux besoins. La découverte, puis l'exploitation du pétrole, en 1978, ont inauguré un nouveau régime caractérisé par une forte croissance qui a duré jusqu'en 1985¹. Le rythme élevé de l'augmentation de la production s'est traduit notamment par un accroissement d'investissement et de l'offre des services publics qui ont concouru à l'amélioration du niveau de vie de la population.

À partir de la fin de 1986 , le Cameroun est entré dans une lon gue phase de crise engendrée par des facteurs externes et internes. La concordance de la chute des prix des produits de base, notamment du pétrole, et de la dépréciation du dollar américain² ont entraîné une dégradation considérable des termes de l'échange (1986-1988). Face à cette situation défavorable, les autorités se sont engagées, en 1987, dans une politique d'ajustement appuyée par un programme autonome, sans intervention des institutions internationales de Bretton Woods. Ce programme visait à réduire les dépenses de l'État et à alléger le poids du secteur public au sens large. Ces mesures se sont avérées insuffisantes pour juguler la crise. Le gouvernement en est donc venu à adopter, en 1988, un accord de confirmation du FMI et un crédit d'ajustement structurel de la Banque mondiale. L'exécution des réformes a été lente et insuffisante pour stopper la chute de la production.

Le présent article s'articule autour de trois sections. À la section 1, nous présentons les principaux aspects théoriques et méthodologiques relatifs à la mesure de la pauvreté. À la section 2, nous quantifions les changements de cette pauvreté et nous procédons à la décomposition de ses variations en ses composantes de bien-être et de distribution. À la section 3, nous tirons les conclusions.

¹ De 1965 à 1985, la croissance du Cameroun s'accélère en termes réels : le PIB par tête double quasiment. Au cours de cette envolée, on distingue trois sous-périodes :

– de 1965 à 1977, la croissance atteint un rythme moyen annuel d'environ 4 %, permettant une lente amélioration du PIB par tête;

– de 1977 à 1981, la croissance s'accélère (+ 13 % en moyenne) à la suite de la découverte du pétrole et de sa mise en exploitation;

– de 1982 à 1985, la croissance se maintient à un rythme soutenu (autour de 8 %).

Tout au long de la phase de décollage (1977-1985), le PIB réel par tête augmente rapidement, plaçant le Cameroun dans la catégorie des pays à revenu intermédiaire selon la classification de la Banque mondiale (voir, pour plus de détails, J.-J. Aerts et al. L'économie camerounaise : un espoir évanoui, Karthala, avril 2000).

² La chute du cours du dollar a été déclenchée en 1985 à la suite de l'accord de plazza. À partir de 1985, les cours du pétrole ont enregistré une chute brutale, qui s'est poursuivie en 1986 pour se situer en deçà de 10 dollars le baril contre 27 en 1985.

1. MÉTHODOLOGIES EN MATIÈREDE MESURE ET DE DÉCOMPOSITION DE LA PAUVRETÉ

La pauvreté est facilement perceptible lorsque des agents ne peuvent atteindre un niveau de bien-être matériel correspondant à un minimum acceptable par les normes de la société. S'il est souvent aisé de reconnaître la « pauvreté » d'un individu ou d'un ménage par son mode de vie, il est plus difficile de la quantifier. La détermination de la pauvreté exige non seulement qu'on évalue le bien-être des individus, mais qu'on détermine également le seuil à partir duquel une personne peut-être considérée comme pauvre.

1.1. L'indicateur de niveau de vie

Le niveau de vie d'un individu ou d'un ménage est un concept multidimensionnel englobant en principe chaque aspect de la consommation directe, ainsi que les activités et services non immédiatement consommables¹ (Sen, 1987). La nature pluridimensionnelle du concept de bien-être vient du fait qu'on ne peut pas facilement transformer plusieurs de ses composantes en numéraire. La meilleure façon de mesurer le bien-être individuel est donc d'utiliser une mesure monétaire (Deaton et Muellbauer, 1980). On doit alors disposer de données exhaustives sur le niveau de revenu ou de dépense des ménages. Sur le plan théorique, l'hypothèse implicite est que les transactions s'exécutent au sein d'un système de marché. Or, dans les pays africains, une bonne partie des transactions se réalisent hors marché de sorte qu'on doit attribuer une valeur monétaire à ces transactions et les inclure dans les revenus ou les dépenses.

L'utilisation d'une mesure de bien-être fondée sur la dépense est soutenue par deux arguments. Sur le plan conceptuel, la théorie du revenu permanent suggère que les dépensessont une meilleure approximation des revenus à long terme, donc du niveau de vie, que les revenus courants dévoilés par une enquête auprès des ménages. Sur le plan empirique, on peut montrer que les dépenses sont mesurées avec une plus grande précision que les revenus, surtout dans le cas où une part importante de ceux-ci est tirée du secteur informel. Dans le cas des deux enquêtes utilisées dans notre travail (l'enquête EBC de 1983-1984 et l'enquête ECAM 1996), moins de 8,6 % des ménages ont déclaré un revenu supérieur aux dépenses ! En d'autres termes, les revenus ont été largement sous-estimés et constituent une piètre approximation du bienêtre.

¹ La consommation directe comprend les biens qui sont soit achetés directement sur le marché, soit produits par le ménage lui-même. Les activités et services non consommables sont souvent fournis par l'État (par exemple, la santé, l'éducation et l'accès à l'eau potable) et contribuent directement ou indirectement au niveau de vie des ménages.

Pour cette raison notre étude privilégiera les dépenses totales1. Les ménages étant différents par la taille et la composition, il faut, dans ces conditions, mettre en place un processus de normalisation qui permet de tenir compte des économies d'échelle en termes de consommation. Théoriquement, il serait préférable de diviser les revenus ou dépenses totales des ménages par le nombre d'équivalents-adultes/jour de ces derniers (Deaton et Muellbauer, 1980). L'échelle d'équivalence adulte que nous avons adoptée conduit à utiliser des coefficients de pondération de 0,5 et de 1, selon que les personnes sont âgées de moins ou de plus de 15 ans. Ces dépenses totales ont été exprimées en termes réels pour permettre la comparaison de la pauvreté sur la période².

1.2. La ligne de pauvreté

L'analyse de la pauvreté exige l'établissement d'une ligne de pauvreté³ à utiliser en conjonction avec les indicateurs du bien-être. Il existe deux grandes approches pour la construction d'une ligne de pauvreté. La première, qualifiée d'« absolue », est basée sur un minimum de besoins nutritionnels à satisfaire. Elle est traduite en dépenses alimentaires minimales auxquelles on peut ajouter un panier de biens non alimentaires jugés essentiels. Cette ligne de pauvreté est influencée par les habitudes alimentaires et par les normes sociales et culturelles. Dans une certaine mesure, la ligne de pauvreté absolue est donc en partie « relative ». La deuxième approche de construction envisageable est la ligne de pauvreté relative. Elle est arbitraire, car entièrement déterminée par la distribution des dépenses à partir desquelles elle est calculée. Pratiquement, on décide d'une ligne de pauvreté sur la base d'une proportion subjective et présélectionnée des dépenses moyennes (voir Boateng et al., 1992). Quelle que soit la méthode utilisée, la ligne de pauvreté procède ainsi d'un découpage a priori entre pauvres et non pauvres. Dans cette étude, nous avons opté pour deux lignes de pauvreté absolue⁴. La ligne de pauvreté inférieure (ZL) est de 373,26 francs CFA/équivalent-adultes/jour. La seconde correspond à une ligne de pauvreté

¹ Pour les deux enquêtes utilisées dans cette étude, il convient de noter que les données de dépenses ont été recueillies auprès des ménages plutôt qu'auprès des individus, pour que soit ainsi reflétée l'importance du partage des revenus et des biens publics au sein des ménages. Cela a pour implication que le niveau des dépenses (comme base de notre mesure de bien-être) ne peut être mesuré de façon satisfaisante qu'auprès des ménages.

² Comme nous nous concentrons sur une mesure monétaire du bien-être, à savoir la dépense des ménages par équivalent-adultes, nous n'avons pas besoin d'examiner d'autres indicateurs comme l'accès aux services de base, la scolarisation et les résultats nutritionnels des enfants.

³ La construction d'une ligne de pauvreté est un domaine controversé de l'analyse de la pauvreté. Concernant la construction des seuils de pauvreté voir par exemple Sen (1987) et Ravallion (1992).

⁴ Ces deux lignes de pauvreté ont été calculées en utilisant la méthode du coût des besoins essentiels (pour plus de détails, voir Fambon et al., 2001).

supérieure (ZU) que l'on fixe à 533,87 francs CFA équivalentadultes/jour¹.

1.3. La mesure de la pauvreté

Ayant choisi l'indicateur du niveau de vie et la ligne qui sépare les pauvres des non pauvres, il reste à synthétiser l'information sur le niveau de vie. Habituellement, cet exercice s'effectue au moyen d'un indice de pauvreté qui est un chiffre unique cherchant à exprimer les renseignements contenus dans la distribution globale du niveau de vie. La forme générale de cet indice est donnée par l'expression :

où μ est la moyenne du revenu de la population, z est la ligne de pauvreté déterminée de manière exogène, et L est un paramètre caractérisant la distribution du revenu mesurée par la fonction de Lorenz. La spécification de la pauvreté sous la forme donnée par l'équation (1) présente plusieurs avantages pratiques. À partir de la forme précédente, il est possible, de construire des tests de significativité statistique pour une ligne de pauvreté donnée. De plus, il est facile de décomposer le changement de la pauvreté en variations dues respectivement aux changements du revenu moyen et en variations provenant des changements de la distribution sous-jacente (Datt et Ravallion, 1992). En outre, cette formule permet de calculer les élasticités du revenu moyen et de l'inégalité. Une spécification explicite de P, souvent utilisée, est un indice originellement suggéré par Foster, Greer, et Thorbecke (1984). Cet indice est connu sous l'appellation FGT ou indice Pα. Pour une distribution discrète de revenu², la classe Pα des mesures de la pauvreté est donnée par la formule :

où z est encore la ligne de pauvreté; yi représente les dépenses par équivalent-adultes/jour de l'individu i; n est le nombre d'agents; q est

¹ Dans chaque cas, la ligne de pauvreté est la somme d'une ligne de pauvreté monétaire alimentaire et d'une autre ligne de pauvreté non alimentaire. La ligne de pauvreté alimentaire est le montant minimum des dépenses qu'un individu doit consacrer à l'alimentation afin de parvenir aux besoins quotidiens de 2 400 calories. La ligne de pauvreté non alimentaire est le montant minimum des dépenses qu'un individu doit consacrer à certains besoins non alimentaires.

² Pour une distribution continue de revenu (ou des dépenses), la classe Pα des mesures de la pauvreté est donnée par :

où z est la ligne de pauvreté.

le nombre de pauvres; a est le paramètre d'aversion pour la pauvreté¹. Il découle de cette formule générale trois principales mesures de la pauvreté que nous utilisons dans les analyses récentes à savoir : l'incidence, la profondeur et l'inégalité dans la pauvreté². Si α = 0, on obtient l'indice de pauvreté le plus simple et le plus connu, l'incidence de la pauvreté où q est le nombre de ménages ou d'individus pauvres et n le nombre total de ménages. Cet indice est également appelé « ratio de pauvreté », car il représente le nombre de pauvres exprimé en pourcentage de la population totale.

Bien que P0 soit un indice de pauvreté très utilisé, il a l'inconvénient de s'attacher exclusivement au nombre des pauvres et non à l'étendue de la pauvreté. Si la personne la plus pauvre devient plus pauvre, l'indice P0 n'en rend pas compte puisque le nombre de pauvres ne varie pas. En pratique, cette difficulté est levée en élargissant la mesure de la pauvreté par la prise en compte de l'étendue moyenne, c'est-à-dire l'éloignement par rapport au seuil de pauvreté. Ainsi, si Z est la ligne de pauvreté et yi le revenu du ménage ou la dépense par équivalent-adultes/jour, alors on peut exprimer la profondeur (P1) par la formule suivante, qui permet d'estimer le montant de ressources nécessaires pour éradiquer la pauvreté :

Si a = 2, on obtient :

qui mesure la sévérité de la pauvreté. P2 est sensible à l'incidence et à la profondeur de la pauvreté, mais aussi à la distribution des ressources parmi les pauvres.

Les mesures exposées ci-dessus sont additives et décomposables en sous-groupes. En effet, si Pαj est un indicateur de pauvreté a du groupe j, Kj la proportion du groupe j dans la population totale, Pα l'indicateur de pauvreté a pour la population totale, alors,

¹ Le paramètre d'aversion pour la pauvreté a peut prendre n'importe quelle valeur positive ou nulle. Plus grande est sa valeur, plus grand est le « poids » des extrêmes pauvres, c'est-à-dire des personnes les plus éloignées du seuil de pauvreté.

² Voir Ravallion (1992).

La contribution relative cj de chaque groupe à la pauvreté est donnée par l'expression suivante¹:

1.4. Décomposition d'une variation de la pauvreté dans le temps

Bien qu'il existe différentes façons de décomposer des changements de la pauvreté au cours du temps, nous utiliserons ici la méthode dynamique de Datt et Ravallion (1992), qui permet d'évaluer les effets de la croissance et de la distribution des revenus².

Datt et Ravallion (1992) proposent une décomposition pour toute variation de la pauvreté entre deux périodes (t) et (t + n), qui quantifie rigoureusement l'importance relative de la croissance et de la re distribution du revenu. Cette procédure de dé composition a été appliquée par plusieurs auteurs et modifiée par Ali (1997). La méthodologie de Datt - Ravallion (1992) revient à établir une composante de croissance notée (w (t, t + n, r)) et une composante de distribution représentée par (D(t, t + n; r)). Un résidu de décomposition s'y ajoute: R (t, t + n; r)), où (r) représente une période de référence.

Un indice de la pauvreté, mesuré à une période t, peut être défini comme suit:

où Z est le seuil de pauvreté, μ le revenu moyen (dépense moyen ne), et L est un vecteur qui définit la courbe de Lorenz.

La décomposition s'exprime ainsi :

La composante croissance W(.), situe l'impact de la variation du revenu moyen, la courbe de Lorenz étant maintenue constante au niveau de référence :(Lr). La composante redistribution D (.), donne la variation de la pauvreté due à une modification de la courbe de Lorenz, le revenu moyen étant maintenu au niveau de référence (μr). Le résidu R(.) saisit l'interaction entre croissance et redistribution.

¹ Ces contributions permettent d'avoir une bonne idée des poches de localisation de la pauvreté dans le pays et peuvent servir de base à un dialogue sur les décisions à prendre pour lutter contre la pauvreté.

² Au cours des deux dernières décennies, l'analyse de la pauvreté et ses relations avec la croissance et l'inégalité ont donné lieu à une vaste littérature. Pour une revue de cette littérature, voir Bigsten et Levin (2000).

Les deux premiers termes du second membre de l'équation (6) peuvent encore s'écrire :

Datt et Ravallion (1992) ont noté que le résidu R(.) existe lorsque la mesure de la pauvreté n'est pas additivement séparable entre μ et L, autrement dit, si l'effet marginal sur la mesure de la pauvreté imputable aux variations du revenu moyen dépend de la courbe de Lorenz. Si l'effet marginal sur la mesure de la pauvreté dû aux changements de la courbe de Lorenz dépend du revenu moyen, alors le résidu demeure présent. On peut interpréter le résidu comme la différence entre la composante croissance, évaluée aux niveaux terminal et initial de la courbe de Lorenz, mais également commela différence entrela composante redistribution, évaluée aux niveaux terminal et initial du revenu moyen. Le résidu disparaît seulement si le revenu moyen ou la courbe de Lorenz sont inchangés dans la période de la décomposition.

Ali (1997) postule que la décomposition de Datt - Ravallion conduit à surestimer l'effet de croissance à cause de l'hypothèse de la constance du seuil de pauvreté dans la période de décomposition. Après avoir illustré son propos avec deux groupes de données provenant de l'économie nigériane, Ali note que, pour capter correctement la contribution relative de la croissance et de la distribution au changement de la pauvreté, des précautions doivent être prises, notamment dans le traitement de l'effet de la modification du revenu moyen sur le seuil de pauvreté. Pour résoudre ce problème, on ajuste les dépenses par équivalent-adultes pour les rendre comparables, par exemple, en exprimant les données de l'enquête EBC de 1984 aux prix de 1996. Cela donne la liberté d'appliquer la ligne de pauvreté de l'ECAM 1996 aux deux périodes sans avoir à considérer l'effet de la modification du revenu moyen sur le seuil de pauvreté.

1.5. Décomposition démographique et sectorielle

Considérons maintenant le second type de décomposition connu sous l'appellation de décomposition sectorielle. L'interrogation ici est la suivante : comment les différences régionales dans les changements de la pauvreté ont-ellesaffecté l'incidence de la pauvreté au niveau national ? Pour répondre à cette question, nous utilisons la décom-position de la pauvreté régionale de Ravallion et Huppi (1991). La pauvreté peut être exprimée comme étant une somme de contributions à la pauvreté provenant de différents sous-groupes formant une population. Chaque sous-groupe contribue à la pauvreté totale en proportion de son propre niveau de pauvreté et de sa part relative dans la population. Ainsi, nous exprimons les changements de pauvreté à travers le temps, comme une fonction de différences dans ces facteurs. Formellement, si Πit désigne la mesure de pauvreté FGT du secteur i à la date t = (1,2), en présence de k secteurs, la décomposition s'exprime de la manière suivante avec un changement de la pauvreté au cours du temps qui est décomposé en trois éléments faisant respectivement apparaître : l'effet intra-sectoriel, l'effet du changement de la population et l'interaction entre les effets intra et inter sectoriels :

Variation totale = effets intra-sectoriels + mouvement de la population + effets d'interaction.

1.6. Bases des données utilisées

L'évolution de la pauvreté entre 1983-1984 et 1996 est faite à partir des enquêtes EBC (1983-1984) et ECAM I (1996) de la Direction de la Statistique et de la Comptabilité Nationale du Cameroun (DSCN). Ces enquêtes ont englobé 5259 ménages en 1983-1984 et environ 1 700 ménages en 1996. Pourpouvoir comparer les résultats, des ajustements ont été faits sur les éléments de collecte et les méthodes de calcul des indicateurs. Les éléments communs aux enquêtes permettent ainsi d'apprécier cette évolution.

2. RÉSULTATS EMPIRIQUES

2.1. Évolution de la pauvreté au Cameroun

La population du Cameroun est d'environ 14,5 millions d'habitants. Une grande partie de cette population vit encore dans la zone rurale, en dépit de l'augmentation rapide du taux d'urbanisation. La dichotomie entre populations rurales et urbaines est un des traits caractéristiques du Cameroun actuel, résultat de la politique passée qui incitait les populations rurales à rester dans leur zone en restreignant la mobilité vers les zones urbaines. Les tableaux 1 et 2 indiquent les valeurs des indices Pαque l'on a précédemmentdécrits. Les indices sont donnés pour l'ensemble du Cameroun et pour la zone de résidence du chef de ménage, selon les lignes de pauvreté inférieure (ZL) et supérieure (ZU).

Lorsqu'on considère la répartition de la pauvreté entre les trois zones (urbaine, semi-urbaine et rurale) que l'on calculera avec la ligne de pauvreté inférieure, on observe que, quel que soit l'indice considéré, la prééminence du milieu rural vient en 1983-1984 comme en 1996. La pauvreté est donc un phénomène rural. Non seulement son incidence est ici plus élevée, surtout en 1996, mais c'est dans cette zone qu'elle est aussi la plus profonde et la plus intense. En 1983-1984, environ 26 % des habitants ruraux se situai enten-dessous du seuil de pauvreté inférieure, contre environ 21 % pour l'ensemble des camerounais, 14 % pour les résidents semi-urbains, et moins de 1 % pour les résidents urbains. En 1996, 57 % des habitants de la zone rurale étaient en des sous du seuil de pauvreté inférieure, contre 43,9 % pour l'ensemble des Camerounais, 37 % pour les résidents semi-urbains, et 17 % pour les résidents urbains. Les indices pour les différentes zones obtenues avec la ligne de pauvreté supérieure permettent de faire des commentaires semblables.

Les tableaux 1 et 2 présentent également la contribution de chaque zone de résidence du chef de ménage à la pauvreté nationale pour chacun des indices Pα. En 1983-1984, 81 % de l'incidence nationale de la pauvreté (selon la ligne de pauvreté inférieure) était due à son incidence rurale. La contribution de celle-ci à la pauvreté nationale augmente au fur et à mesure que α passe de 0 à 1, puis à 2. De manière similaire, en 1996, environ 84 % de l'incidence nationale de la pauvreté concernait le monde rural. La contribution de cette dernière à la pauvreté nationale croît également avec les valeurs de a. Autrement dit, non seulement l'incidence de la pauvreté est plus élevée en zone rurale, mais sa gravité y est aussi plus marquée. Dans ces conditions, toute politique visant à réduire ce fléau devrait prioritairement être orientée vers les populations rurales.

Les tendances observées plus haut prévalent lorsque l'on considère la pauvreté calculée avec la ligne de pauvreté supérieure. En effet, les chiffres du tableau 2 indiquent qu'environ 39 % des Camerounais étaient affectés par la pauvreté en 1983 - 1984 contre 68 % en 1996. L'incidence de la pauvreté est plus élevée en milieu rural (48 %) que dans les zones semi-urbaines et urβaines (respectivement 30 % et 2% en 1983 - 1984). En 1996, l'incidence de la pauvreté est d'environ 83% en zone rurale contre respectivement 60 % et 37 % pour les zones semi-urbaines et urbaines. La contribution de la zone rurale à la pauvreté nationale en 1983-1984 est de 86 % pour P0, 86 % pour P1et 85 % pour P2. En 1996, la zone rurale contribue pour environ 80 % à la pauvreté nationale contre respectivement 56 et 16 % pour les zones semi-urbaines et urbaines. Ainsi, même pour la pauvreté calculée selon la ligne de pauvreté supérieure, dans l'élaboration des politiques de réduction de la pauvreté, il importe de prendre en compte à la fois la gravité et l'incidence du phénomène en zone rurale.

Pour évaluer la robustesse des résultats précédents, la technique de la dominance stochastique a été utilisée. Elle exige qu'on trace les courbes de distribution pour les différentes zones de l'étude ou des années à comparer pour tester la robustesse des deux principaux résultats : l'augmentation générale de la pauvreté entre 1984-1996, et l'augmentation de la pauvreté dans les trois zones de l'étude. La figure 1 compare les courbes FGT sur l'ensemble de la période. Il ressort de cette figure que la distribution de 1996 est entièrement sur la gauche et au dessus de la courbe FGT de1984. On a donc une augmentation sans équivoque de la pauvreté.

Les figures 2, 3, et 4 permettent de faire la comparaison de la pauvreté entre 1984-1996 par zone. Les figures 2 et 4 montrent que la dominance de premier ordre est entièrement satisfaite tant pour la zone urbaine que rurale. Par conséquent, la conclusion selon laquelle la pauvreté aurait augmenté dans la zone urbaine comme dans la zone rurale n'est pas contredite. La figure 3 montre, par contre, l'existence d'intersections entre les courbes FGT de la zone semi-urbaine de 1984 et de 1996, au-dessous de 10 %, montrant ainsi que les conclusions concernant l'extrême pauvreté ne seront probablement pas robustes. Toutefois, le reste de la courbe FGT de 1984 est entièrement dominée par celle de 1996, traduisant ainsi une augmentation de la pauvreté.

Figure 1. – Les courbes FGT (alpha = 0) pour les dépenses totales par équiv. adultes, Cameroun (1984-1996)

Figure 2. – Les courbes FGT (alpha = 0) pour les dépenses totales par équiv. adultes, urbain (1984-1996)

Figure 3. – Les courbes FGT (alpha = 0) pour les dépenses totales par équiv. adultes, semi-urbain (1984-1996)

Figure 4. – Les courbes FGT (alpha = 0) pour les dépenses totales par équiv. adultes, rural (1984-1996)

2.2. Décomposition de la variation de la pauvreté selon les zones de résidence

Reprenant la méthode de Datt et Ravallion (1992) et utilisant la ligne de pauvreté inférieure, le tableau 3 montre la décomposition de la variation de la pauvreté pour la dépense totale par équivalent adulte par jour, aux différents niveaux : national, rural, semi-urbain et urbain. La période de référence est t1 = 1984. Ce tableau donne les variations en points de pourcentage : 1983-1984 et 1996. L'incidence de la pauvreté se situait à 20,9 % en 1983-1984 et a augmenté de 24,6 points de pourcentage pour se situer à 43,9 % en 1996. La composante relative à l'activité économique a contribué à l'augmentation de la pauvreté pour 24,6 points de pourcentage, tandis que la composante de redistribution a concouru pour – 4,6 % à son évolution et le résidu pour près de 3 %.

Pour toutes les mesures proposées, la composante« activité » domine et augmente la pauvreté, ce qui s'explique par la contraction du produit intérieur, tandis que la composante de redistribution atténue l'impact précédent. Cette tendance reste vérifiée pour toutes les zones, à l'exception de la zone urbaine où les trois effets, activité, redistribution et résidu, contribuent simultanément à l'augmentation de la pauvreté.

2.3. Décomposition sectorielle de la pauvreté

Le tableau 4 présente les résultats de la décomposition sectorielle de la pauvreté en composantes intra-sectorielle et inter-sectorielle de chaque groupe. Les résultats de cette décomposition, effectuée avec la ligne de pauvreté inférieure, peuvent être résumés de la manière suivante : la totalité de l'augmentation de la pauvreté au niveau national peut être attribuée à l'effet intra-sectoriel. Cet effet augmente la pauvreté de 23 points de pourcentage. Le mouvement inter-sectoriel de la population et l'effet d'interaction sont nuls. Concernant le rôle des différentes zones dans l'accroissement de la pauvreté, on note que l'augmentation du phénomène en zone urbaine entre 1984 et 1996, tel qu'exprimé par l'indice FGT(0) (P0) était due simultanément aux effets intra-sectoriels (3,4 %) et intersectoriels (2 %). Par contre, les effets inter-sectoriels ont contribué à réduire la pauvreté alors que les effets intra-sectoriels ont plutôt participé à l'augmenter en zones semi-urbaine et rurale.

CONCLUSION

L'intention de ce travail était d'analyser non seulement l'évolution de la pauvreté monétaire au Cameroun entre 1984 et 1996, mais également de mettre en évidence les causes de cette variation en utilisant la décomposition de Datt et Ravallion. Les résultats montrent que, dans l'ensemble du pays, la pauvreté a fortement augmenté. L'incidence de la pauvreté est passée de 20,9 % en 1983-1984 à 43,9 % en 1996, son intensité de 5,6 % à 13,6 % et sa sévérité de 2,2 % à 5,7 %. Ces différentes hausses ont été les plus fortes dans les zones rurales. Dans ces conditions, toute politique visant à réduire la pauvreté doit prioritairement être orientée vers la population rurale.

La variation des différents indicateurs de pauvreté décomposée en effets de croissance et de redistribution montre que l'augmentation de la pauvreté est d'abord liée à l'activité économique, laquelle s'est contractée, alors que la composante de redistribution en a atténué l'impact. La décomposition sectoriel le de la pauvreté montre que l'effet intra-sectoriel est responsable de la totalité de l'augmentation de la pauvreté nationale. De façon générale, cette augmentation pourrait être attribuée principalement aux zones rurales et, dans une moindre mesure, aux zones urbaines.

BIBLIOGRAPHIE

Ali A.A.G., Note on Decomposition of Poverty, Nairobi, African Economic Research Consortium (AERC), 1997.

Biao B., Fambon S. et Kengne Djeutane G., Endettement extérieur et développement humain au Cameroun, Yaoundé, Service œcuménique pour la paix, Presse de l'UCAD, 1999.

Bigsten A. et Levin J., « Growth, Income Distribution and Poverty: A Review », Paper for the WIDER conference on Growth and Poverty, Helsinki, 25-26 May, 2001.

Boateng O. et al., « A poverty Profile for Ghana, 1987-88 », Working Paper, n° 5, Social Dimensions of Adjustment, Washington, DC, The World Bank, 1992.

Datt G. et Ravallion M., « Growth and Redistribution Components of Changes in Poverty Measures: A Decomposition with Applications to Brazil and India in the 1980s », Journal of Development Economics, vol. 38, n° 2, 1992, p. 275-295.

Deaton A. et Muellbauer J., Economics and Consumer Behaviour, Cambridge, Cambridge University Press, 1980.

Fambon S. et al., « Pauvreté et répartition des revenus au Cameroun durant les années 1990 », Cahier de recherche, no01-06 du CREFA, Département d'économique, Université Laval, Canada, 2001.

Fonds monétaire international, « The implication of Fund-Supported Adjustment Programs for Poverty », Occasional Papers, n° 58, Washington, DC, IMF, May 1988.

Foster J., Greer J. et Thorbecke E., « A Class of Decomposable Poverty Measures », Econometrica, vol. 52, n° 3, 1984, p.761-766.

Ravallion M., « Poverty: A Guide to Concepts and Methods », LSMS Working Paper 88, Washington, DC, World Bank, 1992.

Ravallion M. et Huppi M., « Measuring Changes in Poverty A Methodological Case Study of Indonesia During an Adjustment Period », The World Bank Economic Review, vol. 5 n° 1, 1991, p. 57-82.

Sen A.K., The Standard of Living, Cambridge, Cambridge University Press, 1987.