genre et demande d`éducation en afrique subsaharienne

GENRE ET DEMANDE D'ÉDUCATION EN AFRIQUE
SUBSAHARIENNE
Sandrine Koissy-Kpein
[email protected]
Doctorante
Laboratoire d'économie de Nantes - Université de Nantes℘
Faculté de Sciences Économiques BP 52231- 44322 Nantes cedex 3
Résumé : Ce papier part des nouveaux modèles de représentation de la famille pour montrer comment la répartition du
pouvoir entre genre dans la sphère privée affecte le processus décisionnel en matière d’éducation et justifie le biais dans
la scolarisation des filles. La répartition du pouvoir entre le père et la mère est mesurée par l’autonomie et les
possibilités en dehors de l’union, à travers le calcul d'un sex-ratio régional qui capte les proximités géographiques et
ethniques, le niveau d'éducation et la participation à une activité rémunératrice. L'approche proposée par Blundell et
Smith (1986) est utilisée pour corriger l’éventuel biais d'endogénéité lié à l'utilisation des revenus de l'activité. Il ressort
de l’analyse empiriques, menée à partir d’enquête sur le Ghana, la Guinée et la Côte d'Ivoire que le pouvoir de
négociation des mères, même favorable à l'investissement éducatif, ne conduit pas nécessairement à une redistribution
en faveur des filles.
Abstract: This paper uses the collective models of the family to show how the distribution of the power between gender
in the private sphere affects the decision-making process as regards education and justifies low schooling of the girls.
The distribution of the power between the father and the mother is measured by autonomy and the possibilities apart
from the union, through the calculation of a regional sex-ratio which collects the geographical and ethnic proximities,
the level of education and the gains from activities. The approach suggested by Blundell and Smith (1986) is used to
correct the possible skew of endogeneity related to the use of the incomes of the activity. The empirical analysis
suggested that empowerment of women, even favourable to the educational investment, does not necessarily lead to
redistribution in favour of the girls.
JEL Classification: J16, I2, D1, 057
Mots Clés: Genre, éducation, modèles collectifs

Ce travail a été réalisé grâce à la contribution, aux commentaires et suggestions de P. De Vreyer, Professeur à
l’Université de Lille2, chercheur associé Dial (IRD)
1. Introduction
L’analyse des déterminants de la demande d’éducation s’est développée à partir de la théorie du
capital humain initiée par Becker (1964). L’éducation est perçue comme un investissement que les
agents cherchent à rendre le plus rentable possible en connaissance des coûts1 , des gains, et de la
probabilité d'accès à l’emploi.
Généralement, c’est au sein de l’unité familiale que la décision d’investissement éducatif est prise.
Becker et les économistes du capital humain adoptent dans ce contexte, une vision assez naïve d’un
ménage sans conflits dans lequel les ressources sont mises en commun, et postulent pour l’existence
d’un chef de famille «altruiste», «dictateur» et «bienveillant» qui décide des différents objectifs du
ménage, y compris de l'investissement dans le capital des enfants, dans un souci d'efficacité et
d'équité. Ces analyses se basent sur des hypothèses assez fortes et les développements semblent
insuffisants pour comprendre les différences «genrées» d'investissement éducatif.
L’approche unitaire ne satisfait pas un des principes de base de l’analyse néoclassique,
l’individualisme méthodologique, qui indique que tous les modèles économiques doivent trouver leur
signification dans le comportement individuel des agents. Empiriquement les travaux invalident
l'hypothèse d'«income pooling» implicite dans la représentation unitaire du ménage. La définition des
rôles féminins et masculins,
se traduit le plus souvent par une séparation des budgets, et des
ressources générées et contrôlées par les femmes et les hommes. Des travaux conduits dans divers
domaines scientifiques2 révèlent l'existence de préférence de genre pour un genre de la progéniture,
qui affecte les comportements de nuptialité, de divorce ou encore d'allocation des ressources entre
enfants, etc. Enfin, les études révèlent, de manière générale, que le féminin se heurte à plus de
difficultés en partie parce qu'il dispose d'un pouvoir de décision plus faible. Le modèle unitaire nous
paraît donc inadapté pour une analyse fondée sur le genre, il est important de disposer d'une
modélisation satisfaisante du processus décisionnel dans la sphère familiale.
La représentation économique du ménage est l’un des champs dans lequel la théorie a progressé de
façon notable ces dernières années. Le ménage n’est plus le lieu d’un consensus dictatorial, la
multiplicité des centres d’intérêt implique que les membres aient des intérêts à la fois convergents et
divergents. Les modèles de négociations, développés à partir des années 80, s’appuient sur des
mécanismes variés pour expliquer comment les décisions sont prises à l’intérieur du ménage 3. On
1
Ces coûts représentent l’ensemble des coûts directs d’éducation et des coûts d’opportunités. Les coûts directs
comprennent les dépenses implicites ou explicites engagées dans l’éducation, nettes des subventions reçus. Ce sont en
général les frais de scolarité, d’uniformes, etc. Les coûts d’opportunités constituent le renoncement à une activité de loisir ou
de production ; ils sont souvent assimilés à «un manque à consommer» ou «un manque à épargner».
2
Une liste non exhaustive d'auteurs : Basu et Dasgupta (2001), Cleland et al. (1983), Arnold et al. (1998), Clark
(2000), D’Souza et Chen (1980), Rosenzweig et Schultz (1982), Sen (1984), Sen et Sengupta (1983) et Behrman (1988),
Behrman et Deolikar (1989) ; Evenson et Al.1980 et Senauer et Al. 1988 pour les Philippines ; Chen, Huq, et D’Souza
(1981) ; Chernichovsky et al 1983 pour l’Inde; Pitt, Rosenzweig, et Hassan (1990), , un reportage de Carol Aloysius
reportage Guwahati, Assam (2003), Dahl et Moretti (2003, 2004), Lundberg et Rose (2003), Thomas (1990, 1994), etc
3
La Théorie du mariage de Becker ressemble sur certains aspects aux nouvelles approches : préférences
individuelles et négociation à l'intérieur du ménage. Cependant l'analyse n'atteint pas un niveau de formalisation suffisant
distingue les modèles coopératifs et les modèles non coopératifs.
Dans l’approche par les jeux coopératifs avec solution de Nash (McElroy, 1990 ; Manser et Brown,
1980 ; McElroy et Horney, 1981 ; Lundberg et Pollak, 1993), le ménage est décrit comme un lieu de
négociation entre les conjoints. La modélisation est celle d’un jeu coopératif et le choix du ménage
correspond à la solution de négociation de Nash. L’analyse a tendance à privilégier les modèles dits
«collectifs » (Chiappori, 1988, 1992 ; Bourguignon et Chiappori, 1992 ; Browning et Chiappori,
1998). Ces modèles sont fondés sur l’idée que les décisions prises au sein des ménages sont Pareto
efficaces, c’est à dire qu'on ne peut pas améliorer le bien être d’un individu sans détériorer celui d’un
autre. Enfin, les modèles non coopératifs (Ulph, 1988 ; Otto, 1992 ; Udry, 1996 ; Bergtröm, 1996) se
fondent sur la notion d’équilibre de Cournot-Nash ; les agents choisissent leurs stratégies
simultanément et indépendamment. Les membres du ménage ne parviennent pas nécessairement à des
accords mutuels, et ils agissent chacun comme des acteurs autonomes dans leur domaine d’activité
réservé.
C'est dans le cadre des nouveaux modèles collectifs que s'inscrit notre travail, l'idée de caractériser
chaque membre du ménage (entendez par là, le père et la mère) par ses préférences propres s'accorde
parfaitement avec une analyse centrée sur le Genre. L'objectif est de comprendre comment la
répartition du pouvoir à l'intérieur du ménage affecte le processus décisionnel en matière
d'investissement éducatif et justifie le biais dans l'investissement éducatif des filles.
D'après la Banque Mondiale (2001), les femmes disposent d'un pouvoir de négociation plus faible à
l'intérieur du ménage à cause de leurs difficultés à agir indépendamment en dehors du mariage. Le
pouvoir de négociation à l'intérieur du ménage ou l'habilité des mères en dehors de l'union est
représenté par les possibilités sur le marché du mariage que l'on suppose segmenté par âge et par
région afin de capter les proximités géographiques et ethniques, le niveau d'éducation et les gains
générés par la participation à l'activité.
Les travaux empiriques sont réalisés à partir de trois sources statistiques: Ghana Living Standards
Survey (GLSS, 1991-92), l’enquête intégrale sur les conditions de vie des ménages Guinéens (EIBC,
1994-1995) et l’enquête permanente auprès des ménages de Côte d’Ivoire (EPAM ou CILSS 19871988). L’idée est de comparer des économies présentant des caractéristiques différentes afin cerner les
comportements différents suivant les sociétés.
Le modèle unitaire est rejeté dans nos trois économies. Il apparaît clairement que les revenus générés
par les pères et les mères agissent différemment sur l'investissement éducatif ; les résultats confirment
la validité du sex-ratio sur la demande d'éducation des enfants en Guinée et au Ghana. La non
significativité du sex-ratio en Côte d'ivoire conduit à remettre en cause son utilisation comme
indicateur des opportunités en dehors de l'union.
Les résultats suggèrent que le pouvoir de négociation des mères est favorable à l'investissement
éducatif des enfants mais ne conduit pas nécessairement à une redistribution en faveur des filles.
pour fournir des résultats concrets concernant l'identification des préférences et le comportement des ménages.
Les résultats pour la Guinée suggèrent que le sex-ratio a un impact significatif plus important sur la
probabilité de participation des garçons et qu'une hausse du revenu de l'activité des mères sera
favorable à l'investissement éducatif des garçons. Au Ghana, on note une préférence des mères pour la
scolarisation des garçons et le sex-ratio influence uniquement la probabilité de participation de ces
derniers au système de scolarisation. En Côte d'Ivoire, les mères ont une préférence pour la
scolarisation des filles et la hausse des gains de l'activité des mères sera redistribuée en faveur de
l'investissement éducatif des filles.
Le biais sexuel dans l'investissement éducatif des filles apparaît comme la résultante d'un calcul coût
bénéfice effectué par les parents. La scolarisation des filles étant plus coûteuse, notamment à cause de
la répartition des rôles entre genre, et moins rentable.
Le papier est organisé de la manière suivante: la seconde partie présente les principes du modèle
théorique dans le cadre d'un modèle unitaire puis «collectif», la troisième partie la spécification
empirique et les données, la partie 4 regroupe les principaux résultats pour nos trois économies.
2. Comprendre les différences Intra Ménage
2.1. Hypothèses et cadre d’analyse
Nous nous plaçons dans le cadre d'un ménage «classique»: un couple (p,m)4 avec n enfants, des filles
en proportion f et des garçons en proportion (1-f).
H1: Dans notre analyse, chaque individu vit deux périodes5 : l'âge adulte et la retraite pour les parents
; l'enfance et l'âge adulte pour les enfants.
Il existe un contrat parents-enfants tel que :
✗
dans la première période, les parents altrusites envers leurs enfants, prennent en compte le
bien être atteint par ces derniers (ici le capital humain) dans leur fonction objective. Les
parents disposent donc d'un revenu qu'ils consacrent à la consommation et à l'investissement
dans le capital humain de leurs enfants.
✗
dans la seconde période, les enfants, une fois adulte, travaillent et reçoivent une rémunération
fonction de l'investissement capitalistique de première période.
Les parents, sortis du marché du travail, bénéficient de transferts financiers de leurs
progénitures.Ces transferts sont d'autant plus importants que l'investissement éducatif reçu en
première période est important.Ils constituent un substitut en absence d'un marché d'assurance
vieillesse fiable dans les pays en développement. Les ressources familiales sont donc
conditionnées par le niveau de l'investissement en capital humain réalisé par les parents.
H2: Le modèle suppose donc deux types de biens :
✗
4
5
des biens privés de consommation consommés par les parents, à la première et à la seconde
Où p représente le père et m la mère.
Comme dans les analyses de Raut (1990) et Raut et Tran (1997).
période. Le facteur d'excompte est supposé égale à l'unité pour simplifier. Le prix de
consommation supposé identique pour les deux périodes et égale à l'unité.
des biens publics de consommation assimilés à la qualité des enfants ou encore à
✗
l'investissement capitalistique (éducatif) de ces derniers. Nous supposons la consommation
des enfants est supposée nulle pour simplifier.
H3: Le nombre d'enfants est prédéterminé plutôt que d'être une variable de choix. La féconndité est
donc exogène6, ce qui implique que les choix des parents en première période se posent uniquement
sur la consommation et l'investissement éducatif des enfants.
H4: L'offre de travail des parents, en première période, est fixée de sorte à se centrer essentiellement
sur la demande d'éducation et l'origine des inégalités.
H5:
Le
ménage
L'investissement
n'a
pas
éducatif
accès
dépend
au
crédit
uniquement
des
et
est
contraint
ressources
par
la
disponibles
du
liquidité.
ménage.
Cette hypothèse est justifiée dans les économies en développement où le recours à l'emprunt est peu
pratiqué, en raison des taux d'intérêt trop élevés ou de l'octroie difficile des crédits.
2.2. Identification de la demande d’éducation dans un modèle unitaire
Dans le modèle unitaire, les parents ont une fonction objective commune équivalente à la fonction
d’utilité
du
ménage
qui
est
représentée
par
la
fonction
d’utilité
intertemporelle:
U =uC 1, C 2, S f , S g 
Où C1 et C2 représentent les consommations de première et seconde période respectivement.
Les composantes Sg et Sf représentent l'investissement éducatif des garçons et des filles
respectivement.
La contrainte de budget du ménage est telle que :
✗
À la première période.
Tout le revenu du ménage est consommé et investit dans l’éducation des enfants:
C 1 psf S f  p sg S g =I W
( eq.2.2.1)
Les variables Psg et Psf représentent les coûts directs et indirects de l'investissement éducatif des
garçons et des filles respectivement; W et I représentent respectivement la somme des salaires
et des revenus non salariaux du ménage.
✗
À la seconde période.
Le ménage n’a plus à charge l’éducation des enfants et les parents sont supposés vivre
uniquement des transferts reçus des filles et des garçons. Les parents reçoivent donc un
6 L'hypothèse de fécondité comme variable de choix dans les économies en développement est assez discutable. L'une des
caractéristiques propre du sous développement réside dans la difficulté du contrôle des naissances. Le planning familiale
n'est pas une institution implantée ou l'est de manière très limitée. Les femmes bénéficient d'un faible niveau d'éducation
et ont généralement très peu recours à des méthodes contraceptives. D'après Gwati et Al. (2000), seulement 10% des
femmes en Afrique subsaharienne ont recours à des méthodes contraceptives.
transfert d’autant plus élevé que l’investissement éducatif de première période est important.
Les
transferts
perçus
par
les
T 2 = g W g  S g , a g  f W f  S f , a f 
parents
sont
tels
que:
( eq.2.2.2)
Avec αg et αf la part de revenu reversée par les garçons et les filles respectivement pour 0<αj< 1, j =
(g,f). La composante aj peut être assimilée à l'aptitude des filles et des garçons.W f et Wg représentent
les fonctions de gains des filles et des garçons en seconde période. La contrainte de seconde période
peut s’écrire:
C 2 = f W f  g W g
( eq.2.2.3)
Le problème des parents est de choisir le niveau de consommation et d'investissement éducatif qui
maximise l’utilité sur l’ensemble de leur cycle de vie.
Le programme des parents:
Max U =uC 1 ,C 2 , S f , S g 
C 1, C 2, S f , S g 
Sous les contraintes:
Période
Période
1: C 1  p sf S f  p sg S g = I W
2: C 2 = f W f  g W g
Le Lagrangien du problème:
L C 1 , C 2 , S f , S g =uC 1 , C 2 , S f , S g −C 1 p sf S f  p sg S g − I −W −C 2 − f W f − g W g 
Les conditions du premier ordre:
dL
dU
dU
=0 ⇒
−=0 ⇒ =
dC 1
d C1
dC 1
et
dL
dU
dU
=0⇒
−=0⇒ =
dC 2
dC 2
dC 2
dW f
dL
dU
=
− p sf  f
=0
dS f dS f
dSf
ou
dW f
dL
dU dU
dU
=
−
p sf 
f
=0
dS f d S f dC 1
d C2
dS f
dWg
dL
dU
=
− psg  g
=0
dS g dS g
d Sg
ou
dW g
dL
dU dU
dU
=
−
p sg 
g
=0
dS g d S g d C 1
d C2 d S g
Supposons les préférences de forme Cobb-Douglas :
U =1 lnC 12 lnC 2 f ln S f  g ln S g
( eq.2.2.4)
Nous supposons également pour simplifier que l'offre de travail des enfants est inélastique (offre de
travail fixée) et que la rémunération du travail est le capital humain (Portela et Emerson, 2001) :
W j =h j =a j r j S j
(eq.2.2.5) Où aj représente les aptitudes naturelles ou la rémunération du
travailleur non éduqué sur le marché; rj le rendement de l’éducation sur le marché du travail, pour j =
(g, f).
On déduit les demandes d’éducation des filles et des garçons :
Sf=
f
1

p sf − 2  f r f
C1
C2
(eq.2.2.6a) et
S g=
g
1

(eq.2.26b)
p sg − 2  g r g
C1
C2
La demande d’éducation des enfants, des filles ou des garçons) augmente avec :
-
la préférence des parents pour la scolarisation des filles (des garçons).
dSf
0
d f
-
dSf
0
d f
)
(Respectivement,
dS g
0
d g
(Respectivement,
d Sg
0
d rg
)
La préférence des parents pour la consommation future, les parents préfèrent donc investir plus
maintenant, pour mieux consommer demain.
dSf
0
d 2
(Respectivement,
Sg
0
d 2
)
La demande d'investissement éducatif baisse avec :
-
La préférence des parents pour la consommation présente
dSf
0
d 1
-
)
Le rendement privé de l’éducation des filles (des garçons) sur le marché du travail
dSf
0
drf
-
d Sg
0
d g
La part espérée des transferts des filles (des garçons) vers les parents, ou le montant des transferts
espérés.
-
(Respectivement,
(Respectivement,
d Sg
0
d 1
)
Les coûts directs et indirects de l'investissement éducatif.
dSf
0
d psf
(Respectivement,
dS g
0
d p sg
)
Plusieurs scénarii peuvent être envisagés pour expliquer le biais sexuel dans l'investissement éducatif
Sf <Sg :
-
Les parents préfèrent les garçons θg > θf
Dans ce contexte, on scolarise d'abord les garçons et l'investissement capitalistique des filles est
limité par la contrainte de budget.
-
Les parents n'ont pas de préférence particulière pour le genre de la progéniture.
Dans ce contexte Sf <Sg implique que
1
2
1
2
p sf −  f r f 
p sg −  g r g
C1
C2
C1
C2
Le biais dans l'investissement éducatif émane du fait que la perte générée par l'investissement éducatif
des filles est plus importante celle générée par l'investissement éducatif des garçons. En d'autres
termes, les filles reçoivent moins d'éducation que les garçons à cause de l'investissement éducatif
moins rentable pour des coûts probablement plus élevés.
Les filles reçoivent donc moins d'éducation parce que :
✗
le coût de l’éducation des filles est plus important que celui des garçons PSf > PSg.
Dans beaucoup de pays, l’éducation des enfants représente un coût excessif compte tenu du niveau de
revenu des ménages. Le système éducatif universel, gratuit et obligatoire est illusoire. Lorsqu'ils
décident de scolariser leurs enfants, les parents ont à charge des frais d’inscriptions, d'uniformes, de
services additionnels, etc. Des études montrent que ces frais peuvent atteindre 5% à 10% du revenu
des ménages ou encore 20% à 30% dans les ménages les plus pauvres. Ces frais peuvent être
similaires pour les filles et pour les garçons, mais les parents peuvent être moins disposés à les payer
pour les filles. Les coûts directs de scolarisation peuvent être plus élevés pour les filles et les garçons
lorsqu'on tient compte des frais de transport et de soins liés à la participation au système de
scolarisation. Dans beaucoup de pays africains, les filles sont traditionnellement affectées à la
production domestique, conséquence du rôle reproductif de la femme, les coûts d’opportunitéss lié à
l’éducation des filles deviennent donc beaucoup plus lourd à supporter pour les familles. Certaines
familles pauvres comptent également sur le travail des petites filles comme source de revenu7. La
contricbution des filles aux ressources du ménage (activité productives et reproductives) et les frais de
scolarisation trop important contribuent à l'exclusion de ces dernières du système de scolarisation.
✗
les filles transferts une part moins importante de revenus, α
f
< α g . Des analyses conduites dans le
7 On a aussi l’exemple «des petites bonnes» dans les pays d’Afrique sub-saharienne.L'UNICEF (2002) note
pour la Somalie que plus de la moitié des filles âgées entre 5 et 14 ans travaillent pour un revenu en plus des
corvées ménagères.
cas des pays en développement montrent que les transferts sont tels que la part reçus des filles est
inférieure à celle des garçons (Knowles et Anker, 1981 ; Appleton, 1996)8.
✗
le rendement de l’éducation des filles sur le marché du travail est plus faible que celui des garçons, r f
< rg . Le rendement de l’investissement éducatif des filles est plus faible que celui des garçons compte
tenu des discriminations sur le marché du travail.
L'analyse des déterminants de la demande d'éducation dans le cadre du modèle unitaire fournit des
éclaircissements sur le processus décisionnel en matière de scolarisation et sur les inégalités
intraménages. La demande d'éducation apparaît donc comme la résultante d'un calcul coût bénéfice
éffectué par le ménage, processus dans lequel les filles sortent perdantes à cause des coûts excessifs
liés à l'investissement capitalistiques de ces dernières et les faibles rendements espérés. Seulement
tous les faits stylisés ne sont pas pris en compte dans le modèle unitaire; notamment la manière dont
le pouvoir de négociation, les préférence de genre affectent la répartition des ressources entre la
consommation privé et l'investissement dans le capital des enfants, des filles et des garçons. Les
nouveaux modèles de représentation du ménage devraient nous offrir un éclaircissement sur ce point.
2.3. La demande d’éducation dans un modèle «collectif»
On suppose que chaque membre du couple est caractérisé par une fonction d'utilité propre et que les
époux ne sont pas altrusites envers leurs conjoints. Les parents altrusites envers leurs enfans prennent
en compte le bien être atteint par ces derniers dans leurs fonctions d'utilités individuelles.
Dans le cadre des modèles «collectifs», les décisions du ménage vont dépendre des préférences des
revenus, des prix, mais aussi du pouvoir de négociation de chaque membre et par conséquent de
facteur de l'environnement externe du ménage.
Le processus décisionnel au sein du ménage est supposé Pareto-optimal et le problème des parents
peut être écrit comme la maximisation d'une fonction sociale de bien être:
Max
C 1,i ,C 2,i , S f , S g 
W =U m C 1, m ,C 2, m , S f , S g 1− U p C 1, p ,C 2, p , S f , S g 
où Um et Up représentent les utilités intertemporelles de la mère et du père respectivement; Ct,
i
représente la consommation du membre i, i = (m,p) du couple à la période t, t = (1,2). la composante π
représente la fonction de distribution qui permet de situer l'issue de la négociation, elle varie entre 0 et
1, et dépend généralement de toutes les variables qui peuvent affecter la distribution du pouvoir à
l'intérieur du ménage. Les préférences de la mère (du pèresrespectivement) s'imposent de manière
dictatoriale si π= 1 ( π= 0 respectivement).
8
Ces auteurs montrent dans une étude réalisée pour le Kenya que la participation des transferts des enfants
vers les parents provenant des filles est seulement de 10%.
Les parents rationnels déterminent la durée optimale de scolarisation des enfants qui maximise la
satisfaction du ménage sur l’ensemble de leur cycle de vie en respectant la contrainte de budget.
A la période 1 :
C 1, mC 1, p p sf S f  p sg S g =I p I mW p W m
A la période 2 :
C 2, mC 2, p = f W f  g W g
( eq.2.3.1)
( eq.2.3.2)
Le Lagrangien du problème:
LC 1,m ,C 1, p ,C 2, m ,C 2, p , S f , S g =[ U m C 1, m ,C 2,m , S f , S g 1− U p C 1, p , C 2, p , S f , S g ]
−C 1, mC 1, p  p sf S f  p sg S g − I p − I m −W p −W m − C 2, mC 2, p − f W f − g W g 
On déduit les conditions du premier ordre :
dUm
d Um
dL
=
−=0⇒ =
d C 1, m
d C 1, m
d C 1,m
et
dUp
dUp
dL
=1−
−=0 ⇒ =1−
d C 1, p
d C 1, p
d C 1, p
d Um
d Um
dL
=
−=0⇒ =
d C 2, m
d C 2, m
d C 2, m
dUp
dUp
dL
=1−
−=0⇒ =1−
d C 2, p
d C 2, p
d C 2, p
Remarque:

dUm
dUp
=1−
d C 1, m
d C 1, p
et

dUm
dUp
=1−
d C 2,m
d C 2, p
Ces premiers résultats montrent bien comment les préférences des parents interagissent avec leur
pouvoir de décision. On devrait s’attendre à la même chose dans le cadre de la demande d’éducation.
dUm
dUp
dW f
dL
=0 ⇒
1−
− p sf  f
=0
dS f
dSf
dS f
dSf
on peut écrire :

dUm
dUp
dUm
dUm
dWf
1−
−
psf 
f
=0
dSf
dS f
d C 1, m
d C 2,m
dSf
d Um
dUp
dWg
dL
=0⇒ 
1−
− p sg   g
=0
dS g
d Sg
dS g
d Sg
et

dUm
dUp
dUm
d Um
d Wg
1−
−
psg 
g
=0
d Sg
dS g
d C 1, m
d C 2, m d S g
Comme dans l'analyse précédente, on suppose que la rémunération du travail est le capital humain.
On suppose également des fonctions d'utilité de forme Cobb-Douglas telles que :
U p =1, p ln C 1, p 2, p ln C 2, p  f , p ln S f  g , p ln S g
( eq.2.3.3a)
U m =1,m ln C 1,m 2, m ln C 2, m f ,m ln S f  g , m ln S g
( eq.2.3.3b)
On déduit les demandes d’éducation respectives des filles et des garçons:
 f , m1− f , p
1
sf = ∗
 1, m

[
∗ p sf − 2, m ∗ f r f ]
C 1,m
C 2,m
(eq.2.3.4a)
 g , m1− g , p
1
s g= ∗
 1, m

[
∗ p sg − 2,m ∗ g r g ]
C 1,m
C 2, m
(eq.2.3.4b)
et
Dans les deux équations de demande les dénominateurs montrent comment le pouvoir de négociation
et les préférences interagissent pour influencer les décisions au sein du ménage. La demande
d’éducation devient le résultat d’une négociation entre parents, négociation fonction elle-même des
caractéristiques propres à chacun.
Comme dans l’analyse précédente, la demande d'investissement éducatif est motivée par le rendement
de l’éducation, les transferts reversés aux parents, les préférences des parents, la richesse du ménage et
contraintes par les coûts.
Plusieurs scénarii peuvent être envisagés pour expliquer le biais dans l'investissement éducatif
des filles:
Si les parents n’ont pas de préférences particulières pour le genre des enfants :
On retrouve les mêmes conclusions que dans le cas du modèle unitaire précédent.
La différence d’éducation entre les enfants est due à la différence de gains espérés d'investissement
entre filles et garçons.
Les filles sont moins éduquées parce que la perte générée par l'investissement éducatif des filles est
plus importante que celle générée par l'investissement éducatif des garçons.
Si les parents ont une préférence pour les garçons :
 g ,m  f , m
et
 g , p  f , p
Les préférences, les gains espérés de l'investissement éducatif déterminent les comportements à
l’intérieur du ménage. Les parents investissent d'abord dans l'éducation des garçons et l'investissement
capitalistique des filles est limité par la contrainte de budget.
 f , m g , m
Si Les pères préfèrent les fils et les mères préfèrent les filles :
et
 g , p  f , p
La différence d'investissement éducatif entre filles et garçons apparaît comme la conséquence de
préférences distinctes et de pouvoir de décision au sein de la sphère privée.
Ainsi, les filles sont moins éduquées que les garçons, c'est à dire S f < Sg si et seulement si
 f , m  f , p 1− g , m  g , p 1−
 f , m − g ,m  g , p 1−− f
Ou encore
, p 1−
L'écart entre l'utilité à l'intérieur et hors union est plus important chez la mère ; la menace de sortie de
l'union est donc moins crédible chez cette dernière et le père dispose d'un pouvoir de négociation plus
important que sa conjointe.
D’après la Banque mondiale (2001), les femmes disposent d'un pouvoir de négociation plus faible
dans l'union, à cause de leur habilité à agir indépendamment en dehors du mariage.
Les filles sont dans ce contexte moins éduquées que les garçons parce que le pouvoir de décision
faible des mères ne leurs permet pas d'imposer leurs préférences pour les filles.
Plusieurs autres cas peuvent être envisagés:
✗
La
scolarisation
des
filles
est
plus
coûteuse
pour
les
mères.
Des analysent suggèrent que les mères préfèrent les filles en terme de soins et de nourriture
parceque
ces
dernières
aident
à
la
production
domestique
(Thomas,
1990).
Dans ce contexte, la perte occasionnée par la scolarisation peut être plus lourde à supporter.
On peut imaginer que la mère ''sacrifie'' certaines de ses filles, (surtout les aînées) pour mieux
scolariser les autres Parish et Willis (1993).
✗
Les mères accordent plus d'importance à l'éducation et aux soins des enfants que les pères. En
effet, les études suggèrent que les enfants sont dans une situation plus favorable lorsque la
mère contrôle une part importante des ressources.
L’éducation des filles est limite par la contrainte de budget puisque la scolarisation de ces
dernières rapporte moins et est plus coûteuse.
L’analyse ici montre comment les préférences et le pouvoir de décision interagissent et influencent les
différents objectifs au sein de l’unité familiale.
Les nouveaux modèles de comportement du ménage indiquent que la position relative des mères et des
filles à l’intérieur de l’unité familiale (étendu au sens large de la communauté ou de la société)
pourrait expliquer les différences d’investissement éducatif entre filles et garçons.
3. Données et spécification empirique
3.1. Les données
Les travaux empiriques sont réalisés à partir de trois sources statistiques : Ghana Living Standards
Survey (GLSS 1991-1992; 4500 ménages et 20403 individus), l’enquête intégrale sur les conditions de
vie des ménages Guinéens (EIBC 1994-1995, 4416 ménages et 29174 individus) et l’enquête
permanente auprès des ménages de Côte d’Ivoire (EPAM ou CILSS 1987-1988, 1600 ménages et
10563 individus). Ces trois enquêtes comportent des informations détaillées sur les conditions de vie
des ménages et portent sur une grande variété de sujets. Le questionnaire ménage se divise en deux
parties, une première partie qui collecte des informations sur la composition des ménages et les
caractéristiques du logement, l’éducation, la santé, la fertilité, l’emploi et l’emploi du temps des
individus qui composent le ménage et les migrations de chaque membre. La seconde partie couvre les
activités agricoles, l’autoconsommation, les dépenses du ménage, les entreprises non agricoles, et les
autres revenus et dépenses, les crédits, etc.
.
Notre analyse économétrique porte sur un échantillon d'enfants âgés de 5 à 18 ans appartenant à des
ménages de type «classique» pour la Guinée 9, «classique » et polygame pour le Ghana et la Côte
d'Ivoire, vivant avec les deux parents10. On dispose donc d'un échantillon de 4146 enfants avec 54% de
garçons pour 2292 ménages au Ghana, 2961 enfants (1581 garçons et 1380 filles) appartenant à 2063
ménages en Guinée et 2127 enfants (1381 garçons et 1119 filles) pour 1201 ménages ivoiriens.
Lorsque l'on s'intéresse à la participation au système de scolarisation, les statistiques descriptives
révèlent que des taux de participation plus faibles des filles par rapport aux garçons dans nos trois
économies. Le niveau moyen des dépenses de scolarisation, pour les enfants qui participent à l'école,
augmente avec l'urbanisation et est généralement plus élevé pour les filles. En ce qui concerne la
contribution des enfants aux ressources du ménage, donc les coûts d'opportunités liés à la scolarisation
de ces derniers, on note que les filles sont plus nombreuses à participer à l'activité domestique et
consacrent en général plus de temps à cette activité. Elles sont également plus nombreuses à participer
à une activité génératrice de revenu. Les statistiques descriptives suggèrent de faibles taux de
participation des enfants en Côte d'Ivoire. Concernant les caractéristiques des parents, les statistiques
révèlent que les pères sont en moyenne mieux éduqués, mieux rémunérés par leurs activités et
participent peu à l'activité domestique par rapport aux mères.
Notre base de données ne nous permet toutefois pas d'éffectuer une analyse complète prenant en
compte les comportements sur longue période. Nous allons par conséquent tester une forme réduite
( comportement en première période) de notre modèle en gardant en tête l'idée que les décisions de
9
En Guinée, les ménages polygames représentent 26% des ménages, soit une base de 1165 ménages et 12212
individus. On retire de l'échantillon ces ménages polygames, pour éviter une mauvaise interprétation des résultats liée aux
comportements particuliers de ce type de ménage.
10
Sont exclus de l’analyse les autres enfants du chef ou du conjoint du chef, les enfants d’une autre conjointe ne
résidant pas dans le ménage.
scolarisation sont motivées par les gains futurs excomptés de cet invetissement capitalistique.
3.2. Le modèle empirique
Nous partons de la procédure d'estimation en deux étapes proposée par Heckman (1979). Elle présente
l'avantage de modéliser explicitement les décisions de scolariser et le niveau des dépenses consentit à
la scolarisation séparemment. Il s'agit pour nous d'identifier à la fois les éléments qui motivent la
participation et ceux qui motivent les décisions de dépenses.
De plus, elle prendre en compte la
possibilité de corrélation entre les termes non observables des équations de participation et de
dépenses, donc l'existence d'un problème de sélection qui n'est pas ignorable11 .
Pour formaliser le problème :
Supposons que les parents décident de consacrer les dépenses Di pour scolariser l'enfant i. Ces
dépenses se composent des frais d'inscriptions, de fournitures, de transports, d'uniformes, de
nourritures et autres frais liés à l'éducation.
Les dépenses de scolarisation sont données par l'équation principale ou équation substantielle:
D i = X 1i 1 u 1i
(eq. 3.2.1a)
avec X1i un vecteur de caractéristiques observables de l'enfant i,
inconnus associés au vecteur X1i, et
u 1i
1
un vecteur de paramètres
le terme d'erreur. On suppose que
u 1i
suit une loi
normale N (0, σ1).
Ces dépenses sont observables uniquement si la disposition des parents à scolariser les enfants est
positive. Nous supposons que la probabilité de scolariser s'écrit sous la forme linéaire suivante :
y i✴ = X 2i 2 u 2i
(eq.3.2.2)
avec X2i un vecteur de caractéristiques observables de l'enfant,
inconnus associés au vecteurs X2i , et
u 2i
2
un vecteur de paramètres
le terme d'erreur et on suppose
u 2i
suit une loi
normale N (0, σ2).
On a :
y i =1 si y ✴i 0 l ' individu participe au système de scolarisation
y i =0 sinon
11 La sélectivité correspond à la situation dans laquelle le phénomène que l'on étudie est observé uniquement
sous certaines conditions qui ne sont pas indépendantes du phénomène lui même. Pour certains individus, on
n'observe pas les dépenses de scolarisation, il y a donc un problème de «données manquantes», et la raison
pour laquelle on n'observe pas les dépenses de scolarisation est elle même liée à ces dépenses. Le fait même
de ne pas les observées apporte paradoxalement une information sur le phénomène lui même. On dit dans ce
cas que le processus de sélection n'est pas ignorable.
On peut écrire :
y i =1 si u 2i − X 2i  2
y i =0 sinon
y i✴
La composante
est une variable latente
observable uniquement si l'enfant i participe au système de scolarisation. Le modèle
2
modèle à probalité aléatoire dont les paramètres
y i✴
est un
peuvent être estimé par MMV.
Les dépenses d'investissement éducatif sont observées uniquement lorsque l'enfant i qui participe au
système de scolarisation. D'après Heckman (1979), nous pouvons écrire l'équation des dépenses en
prenant en compte le problème de sélection comme :
E  Di / X 1i , y i =1= X 1i 1 E U 1i / y i =1
Ainsi l'équation des dépenses sur l'échantillon sélectionné dépend à la fois de X1i et de X2i.
E  Di / X 1i , y i =1= X 1i 1 E U 1i /U 2i − X 2i  2 
L'espérance de dépenses non nulles est donc :
E  D✴i / X 1i , X 2i , y i =1= X 1i 1   1
 X 2i 2 
 X 2i 2 
(eq.3.2.1b)
avec ρ le coefficient de corrélation des termes d'erreurs u1i et u2i ;
loi normale N (0,1) et


La fonction de densité de la
la fonction de répartition de la loi normale N (0,1) .
Heckman propose une méthode d'estimation en deux étapes, qui produit des estimateurs convergents
pour les paramètres de ce modèle.
La première étape : on estime le paramètre
 2 / 2 ≡2
(avec
 2 =1
) par maximum de
vraisemblance. On considère pour cela le modèle Probit sur la partie discrète du modèle :
y i =1 si y ✴i 0
y i =0 sinon
Dans la seconde étape : on applique les MCO à l'équation principale
L' espérance des dépenses non nulles permet d'écrire, sous l'hypothèse de normalité des résidus,
l'équation des dépenses :
 D i / y i =1= X 1i  1 1  i v i
avec
i =
 X 2i 2 
  X 2i 2 
(eq.3.2.1c)
un estimateur convergent de
i =
 X 2i  2 
 X 2i 2 
qui est appelé l'inverse
du ratio de Mills . La composante vi représente un terme d'erreur d'espérance nulle et de variance
constante.
Les équation de participation et principale peuvent avoir de nombreux facteurs explicatifs communs,
et il peut exister un biais en raison de la corrélation entre la variable participation au système de
scolarisation et le terme d'erreur de l'équation principale.
Pour réaliser l'estimation, il est important de définir une variable au moins qui influencent la sélection
et qui sera sans incidence sur le niveau des dépenses d'investissement éducatif. Comme cette variable
n'est pas corrélée avec le terme d'erreur aléatoire, l'estimation des dépenses d'investissement éducatif
sera sans biais. Le choix des instruments s'est porté sur la possession de capital productif (terre et
bétail) par le ménage, qui peut décourager la décision de scolarisation à cause de la perte en terme de
main d'oeuvre gratuite générée par la scolarisation des enfants. Notre choix s'est également porté sur
des éléments qui peuvent être la cible de politiques publiques tel que l'accès à une source
d'approvisionnement en eau potable et l'accès à une source interne de combustible pour la cuisine. Ces
deux composantes révèlent non seulement le développement d'infrastructures dans le milieu de
résidence, mais les besoins du ménage en terme de contribution à l'activité domestique12.
3.3. Tester la validité du modèle unitaire
Le modèle «collectif» se différencie du modèle unitaire par un certain nombre d'implications
empiriquement testables : l'hypothèse d' «income pooling» et la validité d'éléments externes (le sexratio par exemple) qui peuvent influencer le processus décisionnel et la répartition du pouvoir entre
conjoints.
–
Le sex-ratio : définition et mesure
Le sex-ratio est représenté par le rapport entre le nombre d'hommes et le nombre de femmes multiplié
par 100. Il représente la situation sur le marché du mariage, les opportunités externes sur le marché du
travail en cas de divorce.
Nous supposons que le marché du mariage est segmenté par région et par groupe d'âge. Un
sex-ratio
régional pour prendre les proximités géographiques et ethniques.Le sex-ratio est donc calculé en
tenant compte de 5 régions en Côte d'Ivoire, quatres et trois régions au Ghana et en Guinée
respectivement. Nous supposons également qu'un homme se remarie par hypothèse à une catégorie
d'âge correspondant approximativement à plus ou moins 5 ans son âge. . Un sex-ratio significatif et
positif augmente le point de menace de la mère, ce qui implique que les décisions du ménage
s'alignent sur ses préférences.
–
Hypothèse d'income pooling et stratégie d'instrumentation
12 L'encadré 1 présente les variables utilisées pour l'estimation du modèle.
L'hypothèse de mise en commun des ressources implique que l'identité du titulaire des revenus n'a
aucune incidence sur la répartition des ressources au sein de la sphère familiale, alors que les tests
empiriques indiquent que les revenus contrôlés par les hommes et les femmes, dans le ménage, ont des
effets
significatifs
différents
sur
les
comportements
et
la
répartition
des
ressources.
Nous cherchons à mettre en évidence l'impact des gains additionnels 13du père et de la mère sur
l’investissement éducatif des filles et des garçons. Seulement, la composante revenu de l’activité peut
elle-même être endogène ; il existe un risque de corrélation entre le terme d’erreur du modèle et les
variables explicatives revenus des parents, qui peut être autant lié à l’offre de travail qu’a la décision
d’investissement éducatif. Nous adoptons l’approche proposée par Blundell et Smith (1986),
développée pour les Tobit à équations simultanées et la méthode des variables instrumentales, pour
tester et corriger le problème d’endogénéité.
Formellement, on peut réécrire l'équation des dépenses d'investissement éducatif :
 i
 Di / y i =1= x 1i 1 W mi  2W pi  3 R  4 1 v
(eq.3.2.1d)
avec Wmi et Wpi les variables représentant respectivement les revenus de l'activité de la mère et du père
et R les revenus exogènes du ménage.
La composante revenu de l'activité est elle même tronquée parce que observable uniquement pour les
parents qui participent à l'activité.
Le revenu de l'activité du parent j ( j=m, p ) sachant qu'il participe au marché du travail
W ji /W ji 0=x ji k ki
14
(eq.3.2.3)
Avec xji un vecteur de caractéristiques propres au parent j, пk ( k =1, 2) un vecteur de paramètres
inconnus associés aux vecteurs xji et εki le terme d'erreur.
On réécrit le terme aléatoire de l'équation principale (eq.3.2.1d) vi en fonction de ε2i et ε1i 15comme :
v i =1i  2i ϱi
(eq.3.2.4)
La substitution de vi dans l'équation principale implique le nouveau modèle conditionnel :
 2i 3i ϱi
 Di / y i =1= x 1i 1 W 'mi 2W 'pi 3 R  4 1 
(eq.3.2.1d)
13 L’utilisation du revenu de l’activité a fortement été critiquée (Lundberg et alii, 1997) dans la mesure où ce revenu est
clairement endogène par rapport à la décision d’allocation des ressources au sein du ménage. Seulement, dans les
économies en développement, le ménage reste encore l’unité à partir de laquelle sont collectées les données. Il est donc
difficile de disposer d’informations précises sur les récipiendaires des différentes sources de revenus à l’intérieur du
ménage.
14 Le processus d'estimation de l'offre de travail des parents n' entre pas dans le cadre de notre analyse, l'objectif est
uniquement de récupérer des résidus.
15 On suppose que les revenus de l'activité du père et de la mère ne sont pas corrélés, alors qu'il est possible d'envisager que
l'un des conjoints ( généralement la mère) modifie sont offre de travail en fonction de celle de son partenaire. Cette
hypothèse de non corrélation des revenus de l'activité des deux parents est confirmées dans nos trois économies.
Encadré 1 : Définition des variables utilisées pour
l'estimation du modèle
Les caractéristiques des parents
–
L'éducation des parents est définie dans de nombreuses
La variable dépendante ici est le montant des dépenses
études comme un éléments déterminant de la scolarisation
d'éducation pour chaque individu scolarisé au cours de la
période considérée (douze derniers mois précédent l'enquête).
Ces dépenses se composent
le niveau d'éducation (nombre d'années). Positif .
des enfants.
–
des frais d'inscription, de
Le sex-ratio : Positif si la mère à une préférence pour
l'éducation des enfants.
fournitures, de nourritures, d'uniformes, de transport et des
autres dépenses de scolarisation.
Les instruments non corrélés au terme aléatoire de
L'équation de sélection : Décision de scolariser ou non
l'équation principale
Les caractéristiques de l'enfant
–
La possession de capital productif: Terre, bétail. Négatif
–
L'accès à l'eau ( multiplié par la distance parcourue pour
–
son âge et son âge carré . La probabilité de participer peut baisser
l'approvisionnement). Négatif
avec l'âge de l'enfant, les coûts d'investissement éducatif (coûts
–
directs et coûts d'opportunités) étant plus élevés pour les plus âgés.
–
L'accès à une source interne de combustible pour la cuisine(
interne =1). Positif
son sexe ( garçon =1). Positif. Les garçons oont généralement plus
de chance de participer au système de scolarisation à cause des
coûts directs et indirects plus faible.
–
L'équation substantielle ou équation principale :
sa participation à l'activité domestique (nombre d'heures par
semaine) et la participation a une activité rémunératrice . Négatif
Les caractéristiques de l'enfant :
–
Son âge et son âge carré . Positif. Le niveau des dépenses
. Ces deux variables peuvent être interprétées comme le coût
d'éducation augmente avec l'âge à cause des frais de
d'opportunité
scolarisation qui augmente avec le cycle.
de
l'investissement
éducatif,
c'est-à-dire
le
renoncement à une autre activité génératrice de revenu, de loisir,
–
etc.
Parce qu'il s'agit de coût d'investissement éducatif on s'attend à un
dépenses
d'éducation peut être plus important pour les filles.
–
effet négatif sur la probabilité d'accès au système de scolarisation.
La composition et Les caractéristiques du ménage
Son sexe (garçon =1). Le niveau des
La taille de la fratrie. Négatif ; l'allocation des ressources
baisse avec le nombre de frères et soeurs.
Les différents revenus du ménage :
–
la taille de la fratrie. Négatif .
Le montant des dépenses d'éducation augmente avec les
–
la proportion de soeurs dans la fratrie . Positif .
différents revenus du ménage.
–
la taille du ménage (présence d'autres membres). Ambigu. Les
–
les revenus des transferts.
enfants peuvent être avantagés par la présence d'autres membres si
–
les revenus de l'activité des parents ; ils représentent les
ces derniers contribuent aux ressources du ménage (production
revenus de l'activité salariale, indépendante non agricole et
domestique et revenus). La présence de membre potentiellement à
de l'activité agricole des douze mois précédent l'enquête.
charge du chef tels que les autres enfants ou les grands parents
peut décourager la scolarisation des enfants.
Notons que le signe et la significativité des variables peut
–
le milieu de résidence ( Urbain =1). Positif
varier suivant le genre de l'enfant.
–
Les transferts reçus . Positif
La procédure de Blundell et Smith consiste à :
- estimer dans un premier temps la relation entre les gains des parents et un groupe de variables
instrumentales par la procédure Tobit16tout en conservant des résidus.
–
estimer l'équation principale en incluant les vecteurs des résidus en tant que variables dépendantes
additionnelles.
Le choix des instruments s'est porté sur des éléments caractéristiques de l'activité des parents, qui
peuvent modifier le revenu de l'activité sans incidence directe sur l'investissement éducatif. Ces
éléments peuvent être l'appartenance à un syndicat, la culture de produits d'exportation (café, cacao,
hévéa, etc.), le nombre de tête de bétail, la possession d'un contrat de travail, la possession d'actifs,
l'utilisation d'intrants agricoles, etc.
Le modèle économétrique final
Au final notre modèle d'estimation économétrique comporte quatre équations et se présente ainsi:
–
une équation de sélection:
–
une équation principale :
y i✴ = X 2i 2 u 2i
(eq.3.2.2)
 2i 3i ϱi
 Di / y i =1= x 1i 1 W 'mi 2W 'pi 3 R  4 Ratio 5   1 
(eq.3.2.1d)
Avec
–
des équations instrumentales des revenus de l'activité des parents
✴
 W mi / W mi 0 = x mi 11i (eq.3.2.3a)
✴
 W pi / W pi  0 = x pi 2 2i (eq.3.2.3b)
Vérifier l’hypothèse de corrélation entre les termes d’hétérogénéité non observables des équations de
participation et de dépenses, revient à vérifier la significativité de ρ. La significativité de cet
estimateur permet d’affirmer que les décisions de scolariser ou non et de dépenses ne sont pas
indépendamment prises. Le modèle de sélection fournit dans ce contexte de meilleurs estimateurs
qu’une simple estimation MCO.
L’hypothèse de mise en commun des ressources implique: H0 : β2-β3 = 0 ou β2-β3-β2.
Remarque : une autre résolution du problème consiste à tester nos hypothèses dans le cadre d'un
modèle collectif de chiappori basic, en commençant à estimer la règle de partage au sein du ménage,
puis intégrer cette répartition des ressources intra-familiale dans nos équations de dépenses17.
16 Pour corriger le biais de sélection lié à la participation au marché du travail.
17 Je remercie les participants aux séminaires «Economie du genre», organisé par paris 1, pour cette suggestion.
4. Résultats et discussion
4.1. Les principaux résultats dans nos trois économies
Dans un premier temps la significativité du ρ (pvalue < 0.01), pour le Ghana, la Côte d'Ivoire et la
Guinée, indique que l'équation substantielle n'est pas indépendante de l'équation de sélection. Les
décisions de mettre à l'école ses enfants et de dépenses d'éducation sont prises conjointement. Il y a
bien un problème de sélection, qui implique que la raison pour laquelle on n'observe pas les dépenses
de scolarisation est elle même liée à ces dépenses.
Le modèle unitaire est réfuté par les tests empiriques dans nos trois économies.
L'hypothèse d' «income pooling» est rejetée en Côte d'Ivoire, au Ghana et en Guinée ; il apparaît que
les différents revenus générés par le ménage agissent différemment sur les décisions d'investissement
éducatif. Un test complémentaire a été effectué pour vérifier la validité de ce test suivant le milieu
d'habitation18.L'hypothèse de mise en commun des revenus est rejetée en milieu urbain et en zone
rurale. Les tests empiriques confirment l'influence du sex-ratio sur le processus décisionnel en matière
d'éducation. Le sex-ratio a un effet significatif et positif sur la probabilité de participation au système
de scolarisation au Ghana et en Guinée. Ce qui implique que les enfants dans ces économies sont
avantagés si le père a peu de possibilité sur le marché du remariage. Le sex-ratio n'influence pas les
décisions de scolarisation en Côte d'ivoire. Ce résultat peut être dû aux hypothèses émises sur la
segmentation du marché du mariage que l'on suppose régionale, alors que les choix peuvent se faire à
un niveau géographique inférieur, ou être caractérisé par un certain nombre d'éléments tels que la
classe sociale, la religion, l'éducation ou l'emploi19qui ne sont pas pris en compte dans notre calcul.
Enfin, les résultats pour la Guinée et la Côte d'ivoire montrent que les gains générés par l'activité des
mères sont redistribués en faveur de l'investissement éducatif des enfants. L'autonomie des femmes ou
les possibilités de ces dernières en dehors de l'union (éducation, gains de l'activité ou sex-ratio sur le
marché du remariage) sont favorable à l'investissement éducatif des enfants. Les preuves empiriques
amènent à penser le processus décisionnel en matière d'éducation comme un processus collectif plutôt
que dictatorial.
L'analyse des comportements de demande d'éducation présente des résultats intéressants et variés
suivant les sociétés. Lorsqu'on regarde les choix de scolariser ou non son enfant : l'équation de
sélection nous révèle que la probabilité de participer au système de scolarisation est plus forte pour les
garçons. Cette probabilité d'être scolarisé augmente de moins en moins avec l'âge puis baisse au delà
de 12 ans approximativement pour la Guinée, 13 ans pour la Côte d'Ivoire et le Ghana, ce niveau
représentant l'âge d'entrée au second cycle du secondaire. Ce résultat peut être autant lié à la proximité
18
On retrouve des cas de validité de l’hypothèse de mise en commun des ressources dans les zones rurales (exemple
Park, 2004). Un test a été effectué séparément dans les deux zones à cause du pouvoir de négociation plus faible des femmes
en milieu rural. Dans ces zones, les femmes sont généralement peu éduquées, et lorsqu’elles travaillent, elles sont plus
souvent employées comme aide familial dans les exploitations de leurs conjoints. On risque dans ce contexte de se retrouver
dans un processus de décision «dictatorial» plutôt qu’un système de marchandage ou de négociation.
19
Wilson et Neckerman (1987) exclus de leur calcul du sex-ratio les hommes au chômage (cité par
Chiappori et al. 1995)
des établissements secondaire qu'à la contribution des plus âgés aux ressources et à l'activité du
ménage.
Dans les économies en développement, l'enfant reste une ressource indispensable pour les parents et
les chances d'accès à l'école sont influencées par leurs contributions domestiques ou monétaires. Les
résultats empiriques montrent que la probabilité de participation baisse avec la quantité offerte de
production domestique et la participation a une activité génératrice de revenus. Les enfants de ménage
possédant un capital productif (terre ou bétail) ont moins de chance de participer au système de
scolarisation, probablement à cause de la perte en terme de main d'oeuvre gratuite générée par leurs
scolarisations.
L'accès aux commodités, à une source interne d'approvisionnement en eau, en gaz ou en électricité,
influence les décisions de scolarisation. Les enfants ont moins de chance de participer au système de
scolarisation si la source d'approvisionnement en eau potable se trouve à l'extérieur du ménage, et la
probabilité d'être scolarisé baisse avec l’éloignement de cette source. Ils ont plus de chance d'être
scolarisés si le ménage a accès à une source interne de combustible pour la cuisine.
L'accès à l'école est fortement lié à l'éducation des parents. Les enfants de parents éduqués ont plus de
chance de participer au système de scolarisation et cette probabilité augmente avec le niveau
d'éducation du père et de la mère. Les résultats en termes d'effets marginaux indiquent dans nos trois
économies que l'éducation du père a un impact significatif plus important sur la probabilité d'accès des
enfants au système de scolarisation20 ; alors que le sex-ratio pour le Ghana et la Guinée est favorable à
l'investissement éducatif des enfants. L'impact plus faible du niveau d'éducation de la mère peut être
lié aux niveaux d'éducation des mères très faible dans nos trois économies.
Enfin, les résultats concernant la composition et les caractéristiques du ménage indiquent, pour la Côte
d'ivoire, que les enfants résidant dans les zones urbaines ont plus de chance, que ceux des zones
rurales, de participer au système de scolarisation. Au Ghana, par contre, les résultats suggèrent que la
résidence en milieu urbain a un effet significatif et négatif sur la probabilité de participation au
système de scolarisation. Ces résultats proviennent de fortes hétérogénéités entre les zones
d'habitation. Les zones urbaines regroupent ici la capitale, les zones semi urbaines, les zones rurales
regroupent les zones semi rurales et les zones rurales. Une analyse plus fine indique que les enfants en
zones semi urbaines et semi rurales ont moins de chance que les autres de participer au système de
scolarisation. Le Bilan de l'éducation pour tous (UNESCO, 2001) inscrit les enfants en périphérie des
grandes villes parmi les exclus du système de scolarisation. Si l'on regarde de plus près, ces zones ont
à la fois les caractéristiques de la ville en terme de coûts de vie et des campagnes en terme de
développement d'infrastructures, et elles sont souvent «oubliées» lors de la mise en place de
programmes de scolarisation.
Les revenus des transferts reçus par les ménages ont un impact significatif et positif sur la probabilité
20
Au Ghana, l’impact est de 0.017 point pour le père contre 0.016 point pour la mère ; en Guinée, 0.017 pour le père
contre 0.015 pour la mère ; et en Côte d’ivoire 0.049 pour le père contre 0.020 pour la mère.
d'accès au système de scolarisation, lorsque ces revenus (exogènes par rapport au processus de
demande d'éducation en Côte d'Ivoire et en Guinée) sont introduits dans l'équation de sélection. On ne
dispose, malheureusement, pas d'informations sur l'identité du récipiendaire de ces revenus, il nous est
donc impossible d'attribuer cette hausse à un éventuel comportement altruiste du père ou de la mère.
La composition du ménage (la taille de la fratrie, la présence d'autres membres ou la proportion de fille
dans la fratrie) affecte différemment la probabilité de participation. En Guinée, la probabilité de
participation augmente avec la présence d'autres membres et baisse avec la taille de la fratrie. La
hausse de la probabilité de participation avec la taille du ménage peut être due à la répartition des
tâches dans le ménage ou à la contribution des autres membres aux ressources du ménage. Les
statistiques descriptives indiquent que les moins de 18 ans et les plus de 60 ans, potentiellement à
charge du chef, représentent moins de la moitié des autres membres. Au Ghana, par contre, la
probabilité de participation baisse avec la présence des autres membres et augmente avec le nombre de
frères et sœurs et la proportion de filles dans la fratrie. On dénombre quatre enfants en moyenne par
fratrie et les statistiques descriptives indiquent que les ménages se composent à 78% d'autres membres
de moins de 18 ans ou de plus de 60 ans, donc une part plus importante de personnes potentiellement à
la charge du chef contrairement à la Guinée. En Côte d'Ivoire, enfin, la composition du ménage n'a pas
l'effet attendu. La présence d'autres membres, le nombre de frères et de soeurs, la proportion de filles
dans la fratrie n'affectent pas les décisions de mettre ou pas les enfants à l’école. Ces résultats peuvent
être dus aux hypothèses émises sur la fécondité que l’on suppose exogène, alors que les décisions
d’avoir ou pas des enfants peuvent être clairement endogènes et corrélées aux décisions de
scolarisation. Enfin, les résultats suggèrent (pour le Ghana) que les enfants en union polygame ont
moins de chance que les autres de participer au système de scolarisation.
Lorsque
l'on
regarde
l'équation
substantielle,
donc
la
décision
de
dépenser
:
Les résultats indiquent que le niveau des dépenses d'investissement éducatif baisse de moins en moins
avec l'âge puis augmente au delà de 12 ans pour la Guinée et le Ghana et 13 ans pour la Côte
d'ivoire21 ; alors que l'équation de sélection indique que la probabilité de participation au système de
scolarisation augmente de moins en moins puis baisse au delà d'un certain âge. On note également un
impact significatif et négatif de la variable dichotomique «garçon», pour le Ghana et la Guinée, qui
indique que le niveau des dépenses d'éducation est plus faible pour ces derniers ; alors que l'équation
de sélection révèle qu’ils ont plus de chance que les filles de participer au système de scolarisation.
Comme les décisions de mettre à l'école et de dépenses sont simultanément prises, des dépenses
d'éducation trop importantes pourraient justifier la participation tardive, plus faible des enfants et des
filles au système de scolarisation. Une politique visant à réduire les coûts directs de scolarisation peut
favoriser l'accès des enfants, des plus jeunes et des filles au système de scolarisation.
On note enfin que la répartition des ressources entre les enfants baisse avec la taille de la fratrie dans
21
Les dépenses d’investissement plus importantes pour les plus jeunes pourraient être le fait de frais de transports, de
nourritures plus importants pour ces derniers. La hausse des dépenses à un âge qui représente approximativement l’âge
d’entrée au cycle du secondaire peut être dû à la proximité des établissements secondaires, des frais de fournitures, etc.
nos trois économies. Dans ce contexte, une politique ciblée sur la nuptialité pourrait être favorable à
l'investissement éducatif des enfants.
4.2.Les mères ''négocient-elles''en faveur des filles? 22
La répartition du pouvoir entre les pères et les mères et les gains générés par ces derniers agissent
différemment
sur
les
décisions
d'investissement
éducatif
des
filles
et
des
garçons.
L'équation de sélection indique que la répartition des rôles entre masculin et féminin dans la sphère
privée influence différemment l'accès des filles ou des garçons à l'école. Les garçons ne semblent pas
affectés par la participation à l'activité domestique alors que la contribution des filles à l'activité
domestique a un effet significatif et négatif non négligeable sur la probabilité d'accès au système de
scolarisation. Les résultats en terme d'effets marginaux suggèrent que la participation à une activité
génératrice de revenu a un impact significatif et négatif plus important sur la probabilité de
participation des garçons que sur celle des filles en Guinée. En Côte d'Ivoire, l'activité affecte
uniquement la participation à l'école des garçons alors qu'au Ghana elle décourage uniquement l'accès
des filles à l'école. Ces résultats confirment la séparation des rôles entre hommes et femmes
dans la sphère familiale ; les femmes et les filles ayant généralement la responsabilité d'activités
reproductives et les hommes la charge d'activités liées à la recherche de moyens d'existence. La
scolarisation des filles devient donc plus coûteuse compte tenu de la contribution de ces dernières, à
l'activité domestique et aux ressources du ménage. S'ajoutent à ces coûts d'opportunités, des coûts
directs de scolarisation qui viennent grossir la charge des parents. Le niveau de la constante dans
l'équation substantielle - qui peut être interprété comme un niveau minimum de dépenses
d'investissement éducatif – plus élevé pour les filles que pour les garçons, pourrait justifier les
probabilités plus faible d'accès de ces dernières à l’école.
Les résultats en terme de préférence et de «consentement à dépenser» indiquent d'importantes
variabilités suivant les économies.
Au Ghana : les résultats en terme d'effets marginaux révèlent que l'éducation de la mère a un impact
significatif plus important sur l'éducation des fils que sur celle des filles (0.017 contre 0.015) et le sexratio influence uniquement la décision de scolarisation des garçons. Alors que l'éducation du père a un
impact significatif plus important sur la scolarisation des filles que sur celle des garçons (0.017 contre
0.016). La préférence des mères pour l'éducation des fils par rapport aux filles, peut être le fait de la
contribution importante des filles à la production domestique.
Le pouvoir de négociation des mères sera redistribué en faveur des fils au Ghana, puisque
l'éducation des mères a un impact significatif plus important sur la scolarisation des fils et le sex-ratio
influence uniquement les décisions de scolarisation des fils.
Thomas (1994) notait déjà pour le Ghana un impact significatif plus important de l'éducation des
mères sur le statut nutritionnel des filles, et un effet significatif plus fort de l'éducation des pères sur
22
La discussion portera uniquement sur les composantes pertinentes pour une analyse fondée sur le genre.
l'éducation des garçons. La préférence des mères pour les filles en terme de soins révélée dans
l'analyse de Thomas apparaît comme la résultante d'un comportement stratégique lié au fait que les
mères allouent plus de ressources (et / ou de temps) pour les soins des filles, à cause de la
contributions de ces dernières aux tâches domestiques. Enfin, la hausse des transferts reçus par le
ménage sera plus favorable à l'investissement éducatif (dépenses et participation) des filles ; et les
résultats empiriques suggèrent qu'une hausse du revenu de l'activité du père sera favorable à
l'investissement éducatif des filles en zone urbaine alors qu'elle n'aura aucun effet significatif sur le
niveau des dépenses consentit à l'éducation des garçons.
Au Ghana, le pouvoir de négociation de la mère n'est pas redistribué en faveur des filles.
Le «biais sexuel» dans l'investissement éducatif des filles provient des coûts liés à l'éducation de ces
dernières trop importants par rapport à la scolarisation des garçons, pour des gains espérés
probablement plus faible.
En Côte d'ivoire : les mères ont une préférence pour la scolarisation des filles et les pères ont une
préférence pour la scolarisation des garçons. Le pouvoir de décision des mères, donc l'accès à l'emploi
et à l'éducation est favorable à l'investissement éducatif des filles. En effet, L'équation de sélection
indique que l'éducation de la mère a un impact significatif plus important sur la participation des filles
au système de scolarisation par rapport aux garçons (0.021 contre 0.017), et celle du père a un impact
significatif plus important sur la scolarisation des garçons par rapport aux filles (0.047 contre 0.052).
L'équation substantielle révèlent qu'une hausse des gains de l'activité de la mère sera redistribuée en
faveur de l'investissement éducatif des filles (dépenses d'éducation et participation), alors qu'elle
n'aura aucun effet significatif sur le niveau des dépenses d'éducation des garçons. En côte d'ivoire une
politique ciblée sur les mères pourra être favorable à l'investissement éducatif des filles.
L'équation de sélection révèle qu'une hausse des revenus des transferts reçus par le ménage sera plus
favorable à l'accès des garçons au système de scolarisation. Ce résultat peut être le fait des gains
espérés de l'investissement éducatif des filles trop faibles par rapport à leurs congénères masculins
Pour la Guinée : on note une préférence des mères et des pères pour l'éducation des filles. En
effet, l'éducation des mères a un impact significatif et positif plus important sur la scolarisation des
filles (0.019 contre 0.0075 pour les garçons), et l'éducation des pères a un impact significatif et positif
plus important sur la scolarisation des filles (0.019 contre 0.016 pour les garçons). Glick et Sahn
(1997) notaient pour les ménages dans la capitale guinéenne un impact significatif et positif plus
important des pères et des mères sur la scolarisation des filles par rapport aux garçons. Le pouvoir de
négociation des mères dans la sphère privée sera redistribué en faveur des garçons, car le sexratio a un impact significatif plus important sur la probabilité de participation des garçons. De plus,
l'équation substantielle révèle qu'une hausse du revenu de l'activité de la mère redistribuée en faveur
de l'investissement éducatif des garçons alors qu'elle n'aura aucun effet significatif sur le niveau des
dépenses d'éducation des filles.
Malgré les préférences pour l'éducation des filles, les transferts additionnels reçus par le ménage
auront un impact significatif et positif sur la participation des garçons au système de scolarisation alors
qu'ils seront sans effet sur les décisions de mettre ou non les filles à l'école.
Déterminer les comportements d'investissement éducatifs en partant du seul fait de l'impact significatif
de l'éducation du père ou de la mère sur l'investissement éducatif des filles ou des garçons ne semble
pas suffisant. La méthode d'estimation en deux étapes présente l'avantage de dissocier les préférences
des «consentements à dépenser» ou «consentements à investir». Les parents ont une préférence pour
l'éducation des filles mais consacrent plus de ressources à l'investissement éducatif des garçons. Tout
se passe comme s'ils effectuaient, malgré leurs préférences, une comparaison coûts bénéfices les
poussant à favoriser l'éducation des garçons, l'éducation des filles étant plus coûteuse (coûts directs et
de coûts d'opportunités), et probablement, certainement même, moins rentable.
Une explication des préférences des parents pour la scolarisation des filles pourrait être la mise en
place du Programme d'Ajustement Structurel Educatif (PASE) par le gouvernement Guinéen à partir
des années 1989. Le PASE avait pour objectif d'améliorer l'efficacité du système éducatif et surtout
favoriser l'accès des filles au système de scolarisation. Les taux d'inscription au primaire ont connus
une progression régulière entre 1989 et 1998 et sont passées à 34.6% (21.7% pour les filles) entre
1989 et 1990 à 51% (36.9% pour les filles) entre 1997 et 1998. Le programme n'a pas contribué à une
réduction significative des différences entre Genre, sûrement à cause des coûts de scolarisation trop
élevés des filles par rapport aux garçons. Les résultats guinéens permettent d'affirmer que déterminer
les comportements d'investissement éducatif à partir des préférences pour le genre de la progéniture
uniquement est insuffisant.
5. Conclusions et recommandations
Le processus décisionnel en matière d'éducation n'est pas le résultat d'un consensus au sein de la
famille. Les pères et les mères investissent différemment dans le capital humain des enfants, et les
préférences et le pouvoir de décision influencent les choix de scolarisation des filles et des garçons.
Notre travail s'interroge sur le lien entre la répartition du pouvoir entre père et mère dans la sphère
familiale et le biais dans l'investissement éducatif des filles. On suppose implicitement que ce biais
provient du faible pouvoir de décision des mères. Le pouvoir de négociation dans la sphère familiale
est représenté par les possibilités en dehors de l'union à travers un sex-ratio qui traduit les possibilités
sur le marché du remariage, l'éducation et les gains issues de la participation au marché du travail. Les
résultats empiriques indiquent que le pouvoir de négociation des mères, favorable à
l'investissement éducatif des enfants, ne conduit pas nécessairement à une redistribution en
faveur des filles. En Guinée, les mères ont une préférence pour la scolarisation des filles, mais le sexratio a un impact significatif plus important sur l'accès des garçons au système de scolarisation, et la
hausse des gains de la mère sera redistribuée en faveur des garçons. Au Ghana, les mères ont une
préférence pour la scolarisation des garçons et le sex-ratio influence les décisions de scolarisation des
garçons uniquement. En Côte d'Ivoire, les mères ont une préférence pour la scolarisation des filles et
la hausse des gains de l'activité des mères est favorable à l'investissement éducatif des filles.
Enfin, la décision de scolarisation, dans la sphère familiale, apparaît comme la résultante d'un calcul
coût-bénéfice effectué par les pères et les mères. Dans un premier temps, l'éducation des filles est trop
coûteuse pour les mères à cause de la perte en terme de production domestique générée par la
spécialisation du féminin dans l'activité domestique. Ensuite, les filles ont moins de chance que les
garçons de participer au système de scolarisation parce que l'investissement capitalistique est plus
coûteux pour un rendement privé trop faible. Les gains de l'éducation des filles sont plus faibles
parcequ'elles ont peu de chance de trouver un emploi ou à cause de la discrimination de genre sur le
marché du travail. De plus, la spécialisation des femmes alourdit les coûts de scolarisation, réduit la
productivité sur le marché du travail (Echevarria et Merlo, 1999) et affaiblit le niveau du rendement
privé de l'éducation.Des études montrent toutefois que le rendement de l'éducation sociale des femmes
est plus important que celui des hommes. Cependant les parents effectuent leurs choix
d'investissement capitalistique en se basant essentiellement sur l'apport privé de cet investissement.
Pour être efficace, une politique économique visant à réduire le «biais sexuel» dans l'investissement
éducatif doit être centré sur deux axes : la réduction des coûts de scolarisation, c'est à dire des coûts
directs mais aussi des coûts indirects par le développement d'infrastructure (accès au commodités,
construction de routes, d'école, etc.) ; une action ciblée sur le marché du travail favorable à l'accès des
femmes et à la réduction de toutes formes de discriminations.
Il peut exister d'énormes variabilités en terme de préférences ou de consentement à dépenser des pères
et des mères suivant le niveau d'éducation, le rang de naissance de naissance ou le milieu de résidence
qui ne sont pas prise compte dans notre analyse.
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Annexe 1 : Statistiques descriptives
Guinée
Ghana
Côte D'Ivoire
Moyenne
Écart-type
Moyenne Écarttype
Moyenne
Écart-type
Participation à l'école
.4065217
.4913622
.4188992 .493499
.4816801
.4998877
Dépenses pour celles qui participent
42476.18
68302.34
14224.48 25433.65 30863.11
39608.73
Participation à l'activité rémunérée
.2217391
.4155671
.7532847 .4312045 .0134048
.115052
Activité domestique (Heures/semaine)
8.418231
10.69952
13.38345 13.54034 8.418231
10.69952
Participation à l'école
.5186591
.4998098
.4370728 .4961241 .583635
.4931341
Dépenses pour ceux qui participent
34474.79
51865.97
12667.34 21782.25 31355.65
42734.25
Participation à l'activité rémunérée
.2112587
.4083307
.7164659 .4508039 .0094135
.0966003
Activité domestique (Heures /semaine)
2.810626
5.728758
9.246988 10.2735
2.5105
5.308395
Éducation (année)
3.939409
6.18638
5.616492 5.571169 3.0601
4.377705
Revenus de l'activité
3485180
1.75e+07
2364711
1.33e+07 6125555
1.39e+08
Activité domestique (Heures /semaine)
2.456819
8.252153
3.653578 6.523869 1.217138
3.631934
Éducation (année)
1.969136
4.391913
3.034241 4.414094 1.226391
2.809918
Revenus de l'activité
624674.7
2613894
2308075
1.26e+07 532961.3
8978330
Activité domestique (Heures /semaine)
26.65406
17.19057
27.85603 15.55516 29.91543
15.4205
Revenus des transferts
143922
658743.9
28269.22 178516
40810.24
466945.2
Taille du ménage
5.734367
2.776026
5.847295 2.711869 7.248752
3.923352
Enfants du chef
2.538536
1.880097
2.273124 2.099762 3.519135
2.749924
Proportion de filles dans la fratrie
.1955271
.3066118
.3379725 .3603074 .4729239
.3174166
Accès à l'eau potable * distance en m
1303.591
24294.22
3298.83
30427.46 182.2296
310.2228
Source de combustible ( interne =1)
.0058168
.0760641
.0401396 .1963294 .0615641
.2404621
Possession de terre
.3252427
.4685792
.4419721 .4967297 .6198003
.4856378
Possession de bétail
.3898058
.4878245
.6042757 .4891124 .3560732
.4790365
Filles
Garçons
Caractéristique des pères
Caractéristiques des mères
Autres caractéristiques du ménage
Annexe2 : Résultats des estimations
Résultats pour la Guinée :
Investissement éducatif : méthode de Heckman (1979)
Nombre d'observations :
observations censurée:
observations non censurée :
Ensemble
Garcons
Filles
2582
1394
1188
1358
660
698
1224
734
490
Equation substantielle : dépenses d'éducation
Age (année)
-15894.86*
(-5.28)
-11225.02*
(-3.09)
-25791.03*
( -4.21 )
Age²
706.4319 *
(5.47)
474.4925*
(3.05)
1200.047*
( 4.26)
Revenu de l'activité de la mère *10-6
6133.031 **
(2.08)
8633.776**
(2.19)
2768.696
(0.70)
Revenu de l'activité du père *10-6
43.17463
( 0.07 )
.9415388
(0.00)
3394.987
( 1.37 )
Autres revenu *10-6
-2311.228
(-0.64)
-486.307
(-0.10)
-5690.646
(-1.21)
Taille de la fratrie
-4596.368*
(-3.47 )
-4063.861**
(-2.97 )
-4966.122**
(-2.91)
Sexe (garçon =1)
-10965.84*
(-3.47 )
_
_
Constante
135128.9 *
(7.33)
98805.65*
( 4.66)
183735.7*
(5.23)
Test d'exogénéité 1 ( mère)
40603.83*
(3.15)
32491.79**
(2.93)
44388.16**
(1.99)
Test d'exogénéité 2 ( père )
2259.938
( 1.44)
3015.936***
(1.79)
1104.84
(0.33 )
Equation de sélection : participation au système de scolarisation
Age
.8663785*
(16.74)
.9149832 *
(11.23
.8317336 *
(12.18)
Age²
-.032864*
(-14.43)
-.0338127 *
(-8.96)
-.0328008*
(-10.36)
Sexe (garçon ==1)
.2300418**
(2.85)
_
_
Participation activité domestique *
nombre d'heure hebdomadaire
-.020777*
(-4.10)
-.007187
(-0.65 )
-.0211874*
(-4.48)
Activité rémunérée
-2.167554*
(-12.53)
-3.002995*
(-2.52 )
-1.417057*
(-7.45)
Taille du ménage
.0520335**
(3.51)
.1056786 *
(3.81)
.0212144
( 1.00)
Taille fratrie
-.0699285*
(-3.40)
-.1148229**
(-2.67)
-.0419325
(-1.16)
Proportion de filles
.0028585
(0.01)
-.168677
(-0.60)
.1013258
(0.39 )
Mère niveau d'éducation (année)
.040653*
(3.98)
.0209128***
(1.45)
.0534707*
( 3.51)
Investissement éducatif : méthode de Heckman (1979)
Père niveau d'éducation (année)
.0458196*
( 5.94)
.038379 *
(4.58)
.0535507*
(5.35)
Autres revenu du ménage*10-6
.2814869**
(1.91)
.3087183***
(1.89)
.0112159
(0.11)
Milieu de résidence (urbain ==1)
-.0663696
(-0.55)
-.1234906
( -0.70)
.0218479
(0.14 )
Possession de terre
.1561631***
(1.65)
.2214611
(1.45)
.1400169
(0.98 )
Possession de Bétail
-.416612*µ
(-3.89 )
-.4133354**
(-2.21)
-.4575883**
(-2.98)
Accès à l'eau (*distance en m )
-.0002525 *
(-2.83)
-.0002027**
(-1.93)
-.0004233 **
(-2.94)
Source de combustible pour la cuisine
.3253028
( 0.26 )
6.944048*
(11.32 )
-.0612354
(-0.03)
Sex-ratio
.0060301*
(5.66)
.0072338*
(3.31)
.0051395*
(3.46)
LR test of indep. eqns. (rho = 0):
chi2(1) = 38.36
Prob > chi2 = 0.0000
chi2(1) = 19.73
Prob > chi2 = 0.0000
chi2(1) = 24.64
Prob > chi2 = 0.0000
Wald Chi2
68.40
56.43
27.27
Log likehood
-15694.55
-9012.728
-6611.599
test β2 = β3
chi2( 1) = 4.36
Prob > chi2 = 0.0369
test β2 = β3 = β4
chi2( 2) = 4.87
Prob > chi2 = 0.0877
Note : Les t students sont indiquées entre parenthèses. * résultat significatif au seuil 0.001, ** résultat significatif au seuil
0.05,*** résultat significatif au seuil 0.10. Les écarts types indiqués ont été calculés par Bootstrap après 50 réplications.
Le revenu de l'activité des parents est une variable instrumentale, lorsque les test d’exogénéité fondés sur l’approche de
Blundell et Smith (1986) confirment l’hypothèse d'endogénéité de cette composante. On note un impact significatif et positif
(seuil 0.02) de l'existence d'un syndicat sur le revenu de l'activité des mères et un impact significatif et positif ( seuil 0.03) du
nombre de tête de bétail sur le revenu de l'activité des pères.
Résultats pour le Ghana :
Investissement éducatif : méthode de Heckman (1979)
Nombre d'observations :
observations censurée:
observations non censurée :
Ensemble
Garcons
Filles
4146
2401
1745
2250
1292
958
1896
1109
787
Equation substantielle : dépenses d'éducation
Age (année)
-6289.764*
(-3.60)
-4737.171*
(-3.62)
-8032.275*
( -2.66 )
Age²
365.0216 *
(4.04)
293.3217 *
(4.08)
445.5476*
( 2.94)
Revenu de l'activité de la mère *10-6
150.5428
( 0.26)
-247.7492
(-0.18)
152.2384
(0.19)
Revenu de l'activité du père *10-6
187.6417***
( 1.68)
29.33247
(0.33)
197.9224
( 0.60 )
Autres revenu *10-6
24730.93**
(2.60)
11945.66 **
(2.11)
36041.12**
( 2.10)
Taille de la fratrie
-836.0058 **
(-3.00 )
-1131.216*
(-3.54)
-377.0809
(-0.92)
Sexe (garçon =1)
-2226.304**
(-1.99 )
_
_
Constante
42218.94*
( 4.49)
33293.27*
(5.34)
50110.71*
(3.08)
Test d'exogénéité 1 ( mère)
8190.194 **
(2.12)
4442.701
(0.77)
12502.42 ***
(2.03)
Test d'exogénéité 2 ( père )
1047.072
(1.13)
1162.71
(0.91)
841.1339
(0.65 )
Equation de sélection : participation au système de scolarisation
Age
.4046053*
(9.53)
.363238 *
(8.53)
.4541309 *
( 7.52 )
Age²
-.0174532*
(-9.38)
-.0155142 *
(-8.51 )
-.0197407*
(-7.23 )
Sexe (garçon ==1)
.1753948*
(3.43 )
_
_
Ménage polygame
-.399372*
(-5.44)
-.47851899*
(-4.38)
-.3044573**
(-2.73)
Participation activité domestique *
nombre d'heure hebdomadaire
-.0027209
(-1.21)
.0049658
( 1.56)
-.0098065 *
(-2.72)
Activité rémunérée au cours des 12
derniers mois
-.1008725***
(-1.79)
-.0217327
(-0.31)
-.2081242**
(-7.45)
Taille du ménage
-.071168 *
(-3.90)
-.093164 *
(-5.03)
-.0463864***
( -1.62)
Taille fratrie
.0935276*
(4.70)
.1156416*
(4.40)
.0622036**
( 1.92 )
Proportion de filles
.2313323**
( 2.62)
.2769804**
( 1.78)
.1654012
( 1.24 )
Mère niveau d'éducation (année)
.0414431*
( 6.44)
.0436915 *
( 4.93)
.0397764*
(5.00)
Investissement éducatif : méthode de Heckman (1979)
Père niveau d'éducation (année)
.0441093*
(8.50)
.0399261 *
( 5.40)
.0457324*
(6.25)
Milieu de résidence (urbain ==1)
-.5725569*
(-9.56)
-.6670516*
(-8.87)
-.4539694*
(-3.61)
Possession de terre
-.1813437*
(-3.91 )
-.215979**
(-2.98)
-.147364**
(-2.19)
Possession de Bétail
-.0452569*
(-14.65 )
-.0488153 *
(-12.17)
-.038497 *
(-8.49 )
Accès à l'eau (*distance en m )
-2.15e-06 **
(-2.63)
-2.09e-06**
(-2.22)
-2.21e-06
(-2.94)
Source de combustible pour la cuisine
.9067531*
( 4.88 )
.7683859*
(3.18)
1.080633*
(3.66)
Sex-ratio
.0028879**
(2.11)
.0031689***
(1.62)
.0007266
(0.49 )
LR test of indep. eqns. (rho = 0):
chi2(1) = 60.00
Prob > chi2 = 0.0000
chi2(1) = 21.11
Prob > chi2 = 0.0000
chi2(1) = 42.48
Prob > chi2 = 0.0000
Wald Chi2
102.01
66.32
35.34
Log likehood
-22223.37
-12109.33
-10088.96
test β2 = β3 = β4
chi2( 2) = 6.67
Prob > chi2 = 0.0357
Note : Les t students sont indiquées entre parenthèses. * résultat significatif au seuil 0.001, ** résultat significatif au seuil
0.05,*** résultat significatif au seuil 0.10. Les écarts types indiqués ont été calculés par Bootstrap après 50 réplications.
Le revenu de l'activité des parents est une variable instrumentale, lorsque les test d’exogénéité fondés sur l’approche de
Blundell et Smith (1986) confirment l’hypothèse d'endogénéité de cette composante. On note un impact significatif et positif
de l'ancienneté de la principale UPI (seuil 0.005), la possession d'un contrat pour les employés ( seuil 0.009) sur les revenus
de l'activité des pères. On note également un impact significatif ( seuil 0.04) de la culture de produits d'exportation sur les
revenus de l'activité des mères.
Résultats pour la Côte d’ivoire :
Investissement éducatif : méthode de Heckman (1979)
Nombre d'observations :
observations censurée:
observations non censurée :
Ensemble
Garcons
Filles
2125
1036
1089
1147
511
639
978
525
453
Equation substantielle : dépenses d'éducation
Age (année)
-16843.8*
(-5.47)
-16032.21*
(-4.13)
-19448.07*
( -5.36 )
Age²
940.2545 *
(6.33)
876.5547 *
(4.71)
1097.451*
( 6.13)
Revenu de l'activité de la mère *10-6
-2.472882
(-0.01)
-17.00802
(-0.03)
2861.827**
(2.40)
Revenu de l'activité du père *10-6
53.738
( 0.59)
19.24052
(0.21)
329.1426
( 0.57 )
Autres revenu *10-6
-12266.49
(-1.14)
-28196.36
(-1.23)
-5654.64
(-0.37)
Taille de la fratrie
-1126.889 **
(-2.87)
-1484.62 **
(-3.11)
-649.5498
(-1.11)
Sexe (garçon =1)
-2146.586
(-1.29 )
_
_
Constante
135128.9 *
(7.33)
91828.58*
(3.95)
102925.2*
(5.10)
Test d'exogénéité 1 ( mère)
8551.929µ*
(2.83)
11482.48**
(2.93)
29606.443
(0.93)
Test d'exogénéité 2 ( père )
926.2501*
(3.82)
983.9605**
(2.91)
742.2822**
(2.40)
Equation de sélection : participation au système de scolarisation
Age
.9511117*
(16.60)
1.005477*
(10.00)
.8595362 *
(8.14)
Age²
-.0402165*
(-15.23)
-.042962 *
(-9.58)
-.035254*
(-7.71)
Sexe (garçon ==1)
.1620468**
(2.02)
_
_
Ménage polygame
0.0079411
(0.15)
0.0477204
(0.52)
-0.0496369
(-0.47)
Participation activité domestique *
nombre d'heure hebdomadaire
-.0295252*
(-5.39
-.107705
(-1.13 )
-.0406875*
(-4.90)
Activité rémunérée au cours des 12
derniers mois
-1.679865*
(-0.51)
-7.876625*
(-20.11 )
-1.029823
(-0.33)
Taille du ménage
.0057316
(0.45)
-0046576
(-0.26)
.009534
( 0.84)
Taille fratrie
-.0049548
(-0.27)
0.0210606
(0.78)
-.04231277
(-1.22)
Proportion de filles
.1232677
(0.80)
0.27342
(1.06)
-0.1118392
(-0.49 )
Mère niveau d'éducation (année)
.0521022**
(2.55)
.0434995***
(1.78)
.0528789***
( 1.81)
Père niveau d'éducation (année)
.1262172*
.1369056 *
.1193103*
Investissement éducatif : méthode de Heckman (1979)
( 10.39)
(7.75)
(7.17)
1.811377*
(4.97)
2.1504*
(3.28)
1.773204**
(2.41)
Milieu de résidence (urbain ==1)
.2694176**
(2.74)
0.2156098
( 1.5)
.3032219**
(2.10)
Possession de terre
- 0.0074196
(0.95)
.0287719
(0.19)
.014501
(0.09)
Possession de Bétail
-.0785929
(-1.07 )
-.0867049
(-0.83)
-.1080067
(-1.00)
Accès à l'eau (*distance en m )
-.0003816 *
(-3.36)
-.0002861**
(-2.07)
-.0005351 **
(-2.59)
Source de combustible pour la cuisine
.6209298
( 1.26 )
0.7922213
(0.85 )
.4647038
(1.19)
Sex-ratio
.0001799
(0.19)
.0014768
(0.94)
-.0009575
(-0.71)
LR test of indep. eqns. (rho = 0):
Chi2(1) = 89.09
Prob > chi2 = 0.0000
Chi2(1) = 51.81
Prob > chi2 = 0.0000
Chi2(1) = 26.70
Prob > chi2 = 0.0000
Wald Chi2
103.06
60.59
68.52
Log likehood
-13931.26
-8118.974
-5777.372
Autres revenu du ménage*10
-6
Tests obtenus à partir de l'estimation de la demande d'éducation des filles
test β2 = β3
chi2( 1) = 3.47
Prob > chi2 = 0.0625
test β2 = β3 = β4
chi2( 2) = 6.27
Prob > chi2 = 0.0434
Note : Les t students sont indiquées entre parenthèses. * résultat significatif au seuil 0.001, ** résultat significatif au seuil
0.05,*** résultat significatif au seuil 0.10 Les écarts types indiqués ont été calculés par Bootstrap après 50 réplications.
Le revenu de l'activité des parents est une variable instrumentale, lorsque les test d’exogénéité fondés sur l’approche de
Blundell et Smith (1986) confirment l’hypothèse d'endogénéité de cette composante. Pour la Côte d'ivoire, les résidus des
revenus de l'activité sont obtenues par MCO, à cause de la proportion de revenus (agricole ou des indépendants) négatifs trop
importante des mères. Les résultats ne change pas la significativité des indépendantes dans l'équation principale.
On note un impact significatif et positif de l'ancienneté des salariés et de la culture de produits d'exportation (seuil 0.04 et
0.08 respectivement) sur les revenus de l'activité des mères. On note également un impact significatif (seuil 0.08) de la
culture de produits d'exportation et du nombre de tête de bétail (seuil 0.03) sur les revenus de l'activité des pères.