Etude sur le mesure des niveaux de vie Document de travail No 112 La relation entre le nombre des enfants et la scolarisation Le cas de la C8te d'Ivoire et du Ghana La relation entre le nombre des enfants et la scolarisation Le cas de la Cote d'Ivoire et du Ghana Etude sur la mesure des niveaux de vie L'Etude sur la mesure des niveaux de vie (LSMS) a et creee par la Banque mondiale en 1980 pour examiner les moyens d'ameliorer la nature et la qualite des donnees sur les menages recueillies par les bureaux de statistiques des pays du tiers monde. Son objectif est de promouvoir une utilisation accrue des donnees relatives aux m6nages pour servir de base a la prise de decisions de politique generale. Specifiquement, la LSMS s'efforce de mettre au point de nouvelles methodes qui permettent de suivre les progres realises pour ameliorer les niveaux de vie, identifier les repercussions que les mesures offi- cielles (passees et envisagees) ont eu sur les menages, et ameliorer les commu- nications entre les statisticiens, les analystes de l'enquete et les dirigeants. La serie de documents de travail de la LSMS a ete entreprise pour disseminer les resultats intermediaires de l'Etude. Les publications de la serie compren- nent des etudes critiques couvrant differents aspects du programme LSMS de collecte de donnees ainsi que des rapports sur les methodologies ameliorees pour l'utilisation de donn6es de l'Enquete sur les niveaux de vie (LSS). Des publications plus recentes recommandent d'entreprendre des enquetes speci- fiques, des questionnaires et des structures de traitement des donnees, e' demontrent l'ampleur avec laquelle on peut analyser la politique generale en se servant des donnees tirees de l'Enquete sur les niveaux de vie. LSMS document de trevail No 112 La relation entre le nombre des enfants et la scolarisation Le cas de la Cote d'Ivoire et du Ghana Mark Montgomery Aka Kouam6 Raylynn Oliver Banque mondiale Washington, D.C. Copyright (© 1995 Banque intemationale pour la reconstruction et le developpement/BANQUE MONDIALE 1818 H Street, N.W. Washington, D.C. 20433, Etats-Unis d'Amerique Tous droits reserves Imprime aux Etats-Unis d'Amerique Premier tirage : septembre 1995 Pour que les resultats des recherches puissent etre presentes dans les meilleurs delais possibles, le texte dacty- lographie n'a pas 6te etabli selon les memes m6thodes que les textes imprimes officiels et la Banque mondiale ne s'estime pas responsable des erreurs qui pourraient s'y trouver. Des sources citees dans ce texte peuvent etre des documents non-officiels qui ne sont pas facilement disponible. Les observations, interpr6tations et conclusions exprimees n'engagent que leur auteur et ne sauraient etre attribuees a la Banque mondiale, a ses institutions affiliees, ni aux membres du Conseil d'Administration ou les pays qu'ils representent. La Banque mondiale ne garantit pas l'exactitude des donn6es dans cette publication et ne s'estime pas responsable des cons6quences de leur utilisation. 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La liste complete de toutes les publications figure dans Index of Publications, qui parait tous les ans et con- tient la liste des titres par ord:re alphabetique et des index par sujet, par auteur et par pays et region; l'Index est surtout utile aux bibliotheques et aux acheteurs institutionnels. La derniere edition peut etre obtenue gratuite- ment aupres du Distribution Unit, Office of the Publisher, The World Bank, 1818 H Street, N.W., Washington, D.C. 20433, U.S.A. ou de Publications, The World Bank, 66, avenue d'Iena, 75116 Paris, France. ISBN: 0-8213-3374-7 ISSN: 0253-4517 Mark Montgomery est chercheur associe au Conseil de la population et professeur associe d'economie a l'Universite de l'etat de New York, a Stony Brook. Aka Kouame est maitre de conferences et coordinateur de recherches a l'Institut de formation et de recherche demographique (IFORD) a Yaounde, au Cameroun. Raylynn Oliver est consultante aupres du Departement technique de l'Afrique a la Banque mondiale. La Bibliotheque du Congres des Etats-Unis a catalogue l'edition anglaise comme suit: Montgomery, Mark, 1953- The tradeoff between number of children and child schooling: evidence from C6te d'Ivoire and Ghana / Mark Montgomery, Aka Kouame, Raylynn Oliver. p. cm. - (LSMS working paper, ISSN 0253-4517; no. 112) Includes bibliographical references. ISBN 0-8213-3123-X 1. Fertility, Human-C6te d'Ivoire. 2. Fertility, Human-Ghana. 3. Education-C6te d'Ivoire. 4. Education-Ghana. I. Kouame, Aka, 1959- . I. Oliver, Raylynn, 1960- . III. Title. IV. Series. HB1076.A3M66 1994 304.6'3'096668-dc2O 94-23764 CIP La relation entre le nombre des enfants et la scolarisation: le cas de la Cote d'Ivoire et du Ghana Avant-propos ....... vii Papier Num6ro 1: WcFonditW et scolarisation des enfants en Cote d'Ivoire' par Mark Montgomery et Aka Kouam6 .... ...... 1 Papier Num6ro 2: WFcondit6 et scolarisation des enfants au Ghana: Preuve de l'existence d'une relation entre la qualit6 et le nombre d'enfants' par Raylynn Oliver .... ... 71 v Avant-propos Une caracteristique bien connue du declin de la fecondite dans les pays en voie de developpement est que les parents commencent a avoir moins d'enfants, mais qu'ils prennent plus soin de chacun d'entre eux et investissent plus dans sa sante et son education. Les facteurs qui les poussent a faire ce choix presentent un grand interet politique, parce qu'ils encouragent simultanement un ralentissement de la croissance de la population et une amelioration de sa qualite. Les deux documents presentes dans ce volume examinent les facteurs determinants de la fecondite et de la scolarisation des enfants en Cote d'Ivoire et au Ghana, pour juger des preuves d'un compromis entre le nombre des enfants et le niveau de la scolarisation de ces enfants. En C6te d'Ivoire, il est prouv6 qu'un tel choix existe dans les zones urbaines, mais pas dans les zones nirales. La scolarisation des filles, un revenu plus eleve et l'amelioration de la survie des enfants sont lids avec une fdcondite plus basse et une scolarisation plus elevde des enfants. Au Ghana, dans les zones urbaines et rurales on peut affirmer que ce choix existe entre la fecondit6 et la scolarisation des enfants avec l'Plevation des revenus, et dans les zones rurales, avec l'augmentation de la scolarisation des femmes. Ces deux articles font partie d'une serie de documents du projet de recherche de la Banque mondiale sur "Les determinants economiques et politiques de la fecondite en Afrique sub- saharienne", execute sous la tutelle de la Division de la pauvrete et des ressources humaines du Departement technique de l'Afrique (AFTHR) et dirige par Martha Ainsworth, chercheur principal a la Division. Ce projet fait partie d'un travail de recherche plus etendu de la Division de la pauvrete et des ressources humaines du Departement de recherche, politiques de d6veloppement (PRDPH) qui etudie le r6le des ressources humaines dans le d6veloppement economique. Les donnees utilisees proviennent des enquetes de niveau de vie menees au Ghana et en Cote d'Ivoire, et qui font partie des nombreuses enquates des menages faites pour l'Etude des niveaux de vie, realisees dans les pays en voie de developpement avec l'aide de la Banque mondiale. Kevin Cleaver Lyn Squire, Directeur Directeur D6partement de recherche, Departement technique pour I'Afrique politiques de developpement vii Papier Numero 1 Fecondite et scolarisation des enfants au C6te d'Ivoire Mark R. Montgomery Aka Kouam6 Table des matieres Fecondite et scolarisation des enfants au CBte d'lvoire Re.sum6 .................. ... ... ... ... .... ... ... ... .. . 3 Remerciements .............. .. ... .. .. .. ... .. .. .. ... .. .. . 4 Introduction ..................................... ........ .. . 5 La relation quantit6-qualite: vue d'ensemble ......... . . .. . . . . . . . . . .. . . . 11 Une relation de cause a effet ........... . .. . .. . .. . .. . .. . .. . . 11 Le rOle des variables exogenes .......... .. . .. . . .. . .. . .. . . .. . . . 12 La structure de la famille africaine et la transition entre la quantite et la qualite des enfants . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15 Les politiques de l'enseignement et la relation entre la quantit6 et la qualit6 . . . . 17 Le contexte ivoirien et les donnees ........... .. .. . .. . .. .. . .. . .. .. . . . 19 Population et politique de main-d'oeuvre ......... . . . . . . . .. . . . . . . . . 19 Le systeme d'enseignement .............. .. .. .. .. .. ... .. .. .. . 20 Les donn6es de l'enquete sur les niveaux de vie ....... . . . . . . . . . . . . . . 21 M, thodologie ................................ ....... ....... . 23 Resultats ................. ... ... ... ... ... ... ... .... ... ... . . 26 Description de 1'6chantillon .............. .. .. .. .. ... .. .. .. .. . 26 Resultats de l'analyse multivari6e ........... . .. . .. . .. . .. . .. . .. . 38 L'endogeneit6 de la consommation .......... .. . .. . . .. . .. . .. . . . . 41 Analyse selon le milieu de r6sidence .......... . . .. . . . .. . . .. . . . . . 42 Modeles alternatifts ............ .. .. .. . .. .. .. .. . .. .. .. .. . . . 46 Revision de la relation entre la quantite et la qualit6 des enfants ..... . . . . . . 49 Le prix de la scolarisation ........... . .. . .. . .. .. . .. . .. . .. . .. . .. . . . 53 Conclusions ..................................... ........ .. . 57 Rerences ........................................... ..... . 67 2 RWsumd Ce rapport examine la relation entre la fecondite et les investissements faits par les parents dans la scolarisation de leurs enfants en Cote d'lvoire. On s'attendait a ce que les familles avec un grand nombre d'enfants aient tendance a investir moins dans chacun d'entre eux, et que les familles ayant moins d'enfants investissent plus dans le capital humain de chaque enfant. Cet "6change" entre la quantite et la qualite a ete particulierement visible dans le developpement economique recent de I'Asie du sud-est et de I'Amerique latine. Par contre, dans l'Afrique sub- saharienne, I'existence d'un tel choix n'a pas encore ete etablie. Les quelques etudes faites a ce jour en Afrique ne suggerent aucune relation particuliere entre la dimension de la famille et la scolarisation, ou sous-entendent un rapport positif selon lequel une fecondite plus elevde serait associee avec une scolarisation plus elevee par enfant. Le present document se penche sur les preuves relatives au choix entre la quantite et la qualite en Cote d'lvoire, en utilisant les donnees des trois tours de l'enquete des niveaux de vie, mende entre 1985 et 1987 dans ce pays. Les faits suggerent qu'il existe deux types de relations tres differents entre la fecondite et la scolarisation des enfants. Dans les zones rurales de la Cote d'lvoire, it n'y a aucun echange: I'dlevation de la fecondite va de pair avec l'elevation de la scolarisation. Les zones urbaines, par contre, sont caracterisees par le choix qui existe en Asie du sud-est et ailleurs dans le monde en voie de developpement. L'education des femmes, qui diminue la fecondite et augmente l'investissement dans la scolarisation des enfants, est un facteur important de cet echange dans les zones urbaines, et les resultats semblent montrer que l'amelioration du taux de survie des enfants joue aussi un role important. Une explication possible pour l'absence d'6change dans les zones rurales est que les menages ont moins acces aux services du planning familial, qui, dans les zones urbaines sont fournis par des sources privees. 3 Remerciements Cet article s'inscrit dans le cadre du projet de recherche sur "Les determinants economiques et politiques de la f6condite en Afrique Subsaharienne". Les auteurs sont, respectivement, professeur adjoint d'economie a SUNY Stony Brook, et charge de cours a l'Institut de formation et de recherche demographiques de l'universite de Yaounde. Nous tenons I remercier de leurs precieux commentaires Martha Ainsworth, Paul Glewwe, Hannan Jacoby, Tom LeGrand et Robert Prouty ainsi que les participants a I'atelier de recherche appliquee en econometrie de Stony Brook. Nous remercions aussi l'Institut National de la Statistique de Cote d'lvoire pour avoir fusionne certaines variables du recensement aux donnees de I'EPAM. Les opinions exprimees dans le cadre de cette etude sont celles des auteurs et ne refletent pas n6cessairement les vues et orientations de la Banque mondiale ou de ses membres. 4 Introduction La pr6sente etude examine la relation entre la fecondite et l'investissement dans la scolarisation des enfants effectu6 par les parents en Cote d'lvoire. On s'attend a ce que les familles nombreuses investissent moins dans chaque enfant que les familles comptant peu d'enfants. Cette association negative entre la fecondite et l'investissement en capital humain par enfant, observ6e dans des 6conomies aussi diverses que celles des Etats-Unis (Hanushek, 1992) et de la Thailande (Knodel et al., 1987, 1990), a et6 qualifiee de "transition entre la quantite et la qualite" des enfants. Elle se manifeste dans un si grand nombre de pays qu'elle apparait comme un des traits caract6ristiques du processus de developpement dcolomique. Toutefois, il n'est pas 6vident, qu'une telle relation s'observe, en ce moment, en Afrique subsaharienne. Les quelques etudes realisees a ce jour (DeLancey, 1990) laissent penser qu'il n'existe aucune association specifique entre la taille de la famille et la scolarisation en Afrique: elles suggbrent meme l'idee d'une relation positive dans laquelle la forte fecondite serait associee a une plus importante scolarisation des enfants. Dans cette etude, nous tenterons de mettre en 6vidence cette relation entre la quantit6 et la qualite telle qu'elle existe en Cote d'lvoire; cela a partir des donnees de l'enquete sur les niveaux de vie realisee chaque annee en CMte d'Ivoire de 1985 a 1987. Nous commencerons par insister sur l'importance des repercussions d'une relation inverse entre la quantite et la qualite des enfants dans une perspective de croissance economique a long terme. En C6te d'lvoire, comme ailleurs en Afrique, la fecondite restera probablement le facteur principal de l'accroissement de la population active au cours des annees a venir. Le capital humain investi dans les enfants sera le principal determinant de la qualification de cette population active.' Par ailleurs - et cela est particulierement apparent pour les femmes - le degre d'instruction de la cohorte d'enfants actuelle determinera sa fecondite future et influera sur la sante et la survie des enfants de la generation suivante (Benefo et Schultz, 1992). Des donnees agregees font ressortir par comparaison internationale l'existence d'une nette relation inverse entre la quantite et la qualite, comme on peut le voir sur les graphiques I et 2. Ces derniers presentent des donnees emanant de tous les pays en d6veloppement dont le niveau du revenu par habitant etait inferieur ou egal a 3 000 dollars en 1989. Les taux synthetiques de f6condit6 sont portes en ordonnee et les taux bruts de scolarisation dans l'enseignement primaire et dans le secondaire sont indiques en abscisse. Les pays d'Afrique subsaharienne sont distingues des autres pays sur les graphiques. La relation existant entre les variables est d6crite par une droite de regression. 1. Un petit nombre d'etudes s'efforcent de quantifier les avantages economiques de la scolarite en estimant des fonctions de production globales; le lecteur peut se reporter A Glewwe (1991) qui cite les travaux consacres par Lau, Jamison et Louat a ce sujet. Ces travaux suggerent que, en Amerique latine et en Asie de l'Est, I'allongement d'une annee de la duree moyenne de la scolarite des adultes est associe a un accroissement d'environ 3 a 5 % du PIB reel. Or, fait surprenant, il n'a pas 6t0 possible de detecter ces effets benefiques a partir des donnees globales pour I'Afrique subsaharienne. Les donnees etablies au niveau de l'individu dans le cas des populations africaines revelent generalement une etroite association entre le niveau d'instruction et le niveau des revenus dans les zones urbaines (ce resultat pouvant en partie davantage tenir a l'existence mame des dipl6mes qu'a un reel accroissement de la productivite) mais fournissent des resultats mal definis ou mitiges pour les zones rurales. 5 * Afrique Ab-saharienne 0 Autres pays ea ddvelopp.nwnt a 07 20 60 6 0 10 0 t4 -5 0%~~~~~~~~~ 0~ 20 40 so 60 100 120 140. 1988 Taux brut de scolarisation primaire Graphique 1. Indice Synthdtique de fdcondite selon le taux de scolarisation primaire Source: 1991 World Development Indicators. I Afrique sub-saharinne 0 Aut199 pays on d6vcloppemmnt a~~~~~~ C,S4~~~~~~~~~~~~~~~ 0~~~~~~ .2 0 0 20 40 60 so 100 1988 Taux brut do scolarisation secondaire Graphique 2. Indice synthdtique de fdcondit selon le taux de scolarisation secondaire Source. 1991 World Development Indicators. 6 Sur ces graphiques les variables de quantite (fecondite) et de qualite (scolarisation des enfants) sont consideres comme endogenes. En d'autres termes, les niveaux de fecondite et de scolarisation des enfants sont des choix qu'operent les menages dans un environnement economique d6finis par les mecanismes du marche et par l'action des pouvoirs publics. Un ensemble de facteurs exogenes determinent done la position de chaque pays par rapport a la quantite et a la qualite des enfants. Au nombre de ceux-ci, figurent le revenu par habitant du pays considere, son degre d'urbanisation, le niveau d'instruction de la population adulte et la mortalite des enfants; ils renvoient egalement a une serie de politiques propres a chaque pays, relatives au cout de l'ducation et a l'infrastructure et aux prestations de services de planification familiale. La transition entre la quantite et la qualit6 des enfants represente, elle-meme, une association systematique entre deux variables endogenes, association resultant de facteurs exogenes fondamentaux du comportement des menages. Comme le montrent les graphiques I et 2, lorsque l'on considere la totalite des pays en developpement, on constate l'existence d'une forte relation negative entre la f6condit6 et l'investissement en capital humain effectue dans les enfants. Mais on observe 6galement que cette relation est plus faible en Afrique subsaharienne qu'ailleurs, pour autant qu'elle existe. La pente de la relation entre la fecondite et les taux d'inscription dans l'enseignement primaire dans les pays d'Afrique subsaharienne (graphique 1) est negative mais n6gligeable et, s'il est vrai que la pente de la relation entre la f6condit6 et les taux d'inscription dans l'enseignement secondaire est plus forte (graphique 2) et que les pays d'Afrique semblent etre regroupes a proximite de la droite de regression, on ne saurait oublier que les taux d'inscription dans les etablissements secondaires demeurent faibles dans la plupart des pays africains. Consid6rons les perspectives de developpement d'un pays qui se trouve au point A sur le graphique 1. Le passage du point A au point B constitue une trajectoire de developpement possible. Le long de cette trajectoire on observera un ralentissement de l'accroissement de la population active parallelement a un accroissement du capital humain par travailleur. Cette evolution est le type de transition entre la quantite et la qualite des enfants qui s'est produit en Asie du Sud-Est (voir Knodel et al., 1987, 1990) et en Amerique latine. Une telle evolution est- elle possible pour les pays africains? Ou, etant donne l'evolution economique desastreuse observee dans les annees 1980, la trajectoire decrite par le passage de C en D semble-t-elle maintenant plus probable? Lesthaeghe (1989) a evoque la possibilite d'une transition demographique "induite par la crise" en Afrique eu 6gard aux conditions economiques qui prevalent sur ce continent depuis une dizaine d'annees. Le revenu par habitant a baisse dans de nombreux pays parallelement a une augmentation des coOts exogenes associes a l'education des enfants, notamment avec les frais de scolarite assumes par les particuliers (Makinwa-Adebusoye, 1991). La combinaison des effets de revenu et de prix pourrait engendrer une baisse de la fecondite en meme temps qu'une diminution des effectifs scolarises, ce qui correspondrait au passage au point D sur le graphique. Elle pourrait aussi ne pas modifier la fecondite mais faire diminuer le nombre d'enfants inscrits a l'ecole (passage du point A au point C). Les perspectives de croissance 6conomique a long terme definies implicitement par ces sentiers de developpement different profondement de ceux qu'implique une transition entre la quantit6 et la qualit6 des enfants (passage de A en B). La Cote d'lvoire est un cas interessant a 6tudier a cet egard. Apres avoir connu une longue periode de croissance reguliere apres son accession a l'independance, 1'economie ivoirienne a ete brutalement secou6e au debut des annees 1980 par une serie de chocs exterieurs, notamment sur les marches du cacao et du cafe. La situation a continue de se degrader sous 7 l'effet du fardeau croissant de la dette et de la poursuite d'une rapide expansion demographique; de sorte qu'en 1987 (graphique 3), le PIB par habitant etait inferieur d'environ 22 % au sommet qu'il avait atteint en 1978, c'est-a-dire 1 345 dollars. Cette decennie s'est egalement caracteris6e par une contraction des depenses publiques par habitant consacrees aux secteurs de l'education et de la sant6 (cf. graphique 3). En analysant les budgets d'investissement, Russel et Stanley observaient qu'a partir de 1988, les investissements consacres au secteur de l'education avaient ete comprimes autant qu'ils pouvaient l'etre et que la faiblesse des investissements en ce domaine risque de provoquer la degradation du systeme [Russel et Stanley, 1988:ix] Or, si l'on considere les depenses de fonctionnement, la COte d'Ivoire continue d'allouerjusqu'a 50% du budget de l'administration centrale a l'education et a la sante (Banque mondiale, 1990:5), sans toutefois - apparemniment - que cela se traduise par des resultats considerables dans la performance en matiere d'education. Le Kenya, par exemple, dont le PNB par habitant est peut- etre moitie moins eleve que celui de la Cote d'Ivoire, affecte moins de 30 % de son budget a I'education et a la sante (Banque mondiale, 1990b:6) mais 1'enseignement primaire y est quasiment universel depuis 1989 (taux de scolarisation de 94 %) alors que, en 1985, le taux de scolarisation dans le primaire n'etait que de 75 % en CMte d'Ivoire (88 % pour les garcons et 62 % pour les filles); ce pourcentage pourrait meme avoir legerement diminue dans le courant de la decennie (graphique 4). 14.00- 100 90 1 200- 1000. 70 dcpenscs d'dducation 60 800 P ('axe de droice) / (1 'axc de gauche) 50 600 400 .30 d6penses de santc 20 200 ---- - -10 0 O 1960 1 965 1970 1 975 1 980 1 985 Ann6e Graphique 3. Produit interieur brut (PIB) par tete et depenses d'education et de sante Source: African Economic and Financial Data 8 S ~~~~1 00 90 80 pnaire, hommes 70 60 50 > __-~ ~ ~ ~~~~~~ primaire, femmes 40 30 secondaire, hommes li secondaire, femmes 10 -----------------_--______:_____ 0 1975 1980 1985 Annde Graphique 4. Taux bruts de scolarisation primaire et secondaire Source: UNESCO Statistical Yearbook, 1991. Ce qui precede laisse donc penser que, A I'heure actuelle, le systeme de 1'enseignement ivoirien se caracterise par : i) un desequilibre entre les depenses d'equipement et de fonctionnement, les premieres etant trop faibles par rapport aux secondes; ii) un volume de depenses de fonctionnement (constituees presque en totalite par les ddpenses de personnel) qui pourrait 8tre trop 6leve par comparaison aux autres usages qui doivent 8tre faits des ressources budgetaires de l'Etat; et iii) des resultats insuffisants et un fonctionnement inefficace qui peuvent atre en partie imputes aux obstacles lies a l'infrastructure et au rationnement des places dans les dcoles (Banque mondiale, 1990:6). La Cote d'Ivoire n'a manifestement pas r6ussi A donner sa population un niveau de scolarisation A la mesure des ressources depensees A cet effet. Dans un tel de contexte, une option qui pourrait etre envisagee de plus en plus sdrieusement, dans le cadre de la politique de l'enseignement, est de faire assumer une partie des cofits de fonctionnement de l'enseignement scolaire au secteur prive (Russell et Stanley, 1988). En d'autres termes, il pourrait etre demande aux menages ivoiriens d'assumer une plus large part de la totalite des couts de l'education, notamment pour ce qui est de l'enseignement secondaire et superieur. Les montants obtenus par l'augmentation des droits de scolarite (ou la reduction des subventions) pourraient servir a leur tour a reduire les obstacles lies a l'infrastructure et autres contraintes auxquels se heurte actuellement le systeme d'enseignement.2 Pour evaluer les merites d'une telle mesure, il importe de disposer d'informations sur l'elasticite des prix de la demande de scolarisation, c'est-A-dire dans quelle mesure les menages reagissent a un relevement des frais de scolarite en r6duisant le nombre de leurs enfants qu'ils envoient A l'ecole. Pour etre complete, cette evaluation doit egalement considerer les retombees de cette mesure sur la fecondite. Kelley et Nobbe (1990) ainsi que d'autres auteurs ont fait valoir 2. Se reporter a Gertler et Glewwe (1989) pour une analyse approfondie de la question dans le cas des zones rurales du Nrou. 9 que, au Kenya, I'augmentation des coats exogenes de la scolarite des enfants a encourage une baisse de fecondite. Un tel effet pourrait-il se produire 6galement en CMte d'lvoire? L'analyse ci-apres est presentee en six sections. La section II analyse le concept de transition entre la quantite et la qualite des enfants dans le contexte africain. La troisieme decrit la situation en Cote d'lvoire, et decrit les donnees de l'enquete sur les niveaux de vie. La quatrieme examine les questions methodologiques soulevees par l'analyse de ces donnees et la cinquieme etudie les principaux facteurs determinants de la fecondite et de la scolarisation des enfants, en s'int6ressant plus particulierement au niveau d'instruction de la mere, au revenu permanent des m6nages et au lieu de residence (zones rurales ou urbaines). La sixieme section aborde la question de l'6lasticit6 des prix de la demande de scolarisation des enfants. A cette fin, nous avons estim6 les elasticites et procede a un test pour determiner si des retombees sur la ftcondite peuvent Wtre detect6es. Nos conclusions sont enfin presentees dans une septieme section. 10 La relation quantit&qualitk: vue d'ensemble Le developpement economique provoque des changements non seulement au niveau de la taille des families mais aussi a celui de ['allocation des ressources entre les membres de la famille. Les societes en developpement traversent generalement une phase de transition en passant des families relativement nombreuses dans lesquelles chaque enfant n'est investi que d'un capital humain relativement faible, a des families de taille plus reduite qui investissent davantage dans chaque enfant (Birdsall, 1988). La relation inverse entre la quantite et la qualite resulte de la maniere dont sont percus les avantages et les coGits associes a la scolarisation d'un enfant. Au fur et a mesure qu'une societe se modernise, les ecarts entre les niveaux de remuneration se creusent sur le marche du travail en fonction du degre d'instruction. Les parents commencent alors a considerer que, en envoyant leurs enfants a l'ecole, ils permettront a ces derniers d'avoir une vie plus agreable et que l'instruction est un investissement en capital humain qui peut, a long terme, leur rapporter personnellement des dividendes. Or, I'education est couteuse, en raison tant de ses couts directs que des couts s'opportunite lies au renoncement du travail des enfants. Les parents n'ont generalement pas les moyens d'envoyer tous leurs enfants a l'ecole tout en continuant d'avoir le nombre d'enfants dicte par la coutume. Certaines composantes des depenses du menage doivent etre eliminees et, en regle generale, la ftcondite diminue en meme temps que les investissements consacres par les menages a l'education de leurs enfants augmentent. Une relation de cause a effet Comme indique pr6c6demment, la relation entre la ftcondit6 et la scolarisation des enfants doit atre consideree comme une association systematique entre deux variables endogMnes. Une forte f6condite n'entraine pas necessairement un faible taux de scolarisation, pas plus qu'un accroissement des taux d'inscription scolaire ne provoque une faible ftcondit6. Plutot, chacune de ces variables consider6e separement reflete l'ensemble des opportunites offertes aux menages ainsi que des obstacles qu'ils rencontrent. Nous qualifions une telle perspective d'analyse de "forme r6duite" de la fecondite et de la scolarisation.3 3. La fecondite peut toutefois influer sur la scolarisation des enfants a court terme, notamment lorsque les circonstances economiques se modifient rapidement et de maniere inattendue comme cela a ete le cas en Afrique de l'Ouest ces dix dernieres annees. Dans ces circonstances, le nombre d'enfants issus d'un menage peut ne pas correspondre au nombre que ce menage aurait choisi d'avoir s'il avait eu connaissance a l'avance de l'evolution de la situation economique. Les enfants qui sont djat nes, et qui ont peut-etre ete concus pendant un regime economique different, imposent maintenant des limites inattendues aux choix que peuvent effectuer les m6nages a la periode en cours, notamment pour ce qui est des investissements qu'ils peuvent consacrer a leur education. Nous pourrions qualifier cette maniere d'envisager la situation de perspective "conditionnelle" ou "a court terme" de la relation entre la fecondite et la scolarisation. Dans cette etude nous retiendrons la perspective de forme r6luite. Cela ne signifie aucunement que nous estimons que la perspective conditionnelle est d'une certaine maniere inferieure sur le plan theorique. Le concept de la demande conditionnelle est un concept economique bien etabli et est le mode d'analyse le mieux adapte a certaines situations. De fait notre decision est motivtee ici par des considerations d'ordre statistique. Les analyses conditionnelles postulent que la scolarisation des enfants est fonction des decisions prise en matiere de fecondite; or la fecondite est elle-meme endog;ene a plus long terme. Cette formulation conditionnelle peut donc inclure des aspects non quantifies des decisions des menages qui influent sur les choix effectues tant en matiere de scolarisation que de fecondite et, partant, obscurcir la signification des effets estimes de la fecondite proprement dite sur la scolarisation. II Pour comprendre la relation entre la quantite et la qualite sous cet angle, il nous faut nous demander quels determinants exogenes du comportement, ou quelles combinaisons de tels determinants, ont pour effet de reduire la fecondite tout en accroissant la scolarisation des enfants. 11 nous faut admettre que d'autres resultats sont possibles; en effet, rien dans la theorie economique sous-jacente n'exige que la relation entre la ftcondite et la scolarisation des enfants soit negative. 11 peut arriver dans certains contextes que des niveaux eleves du revenu permanent des menages soient associ6s a une f6condite plus forte et une scolarisation plus importante. Lorsque ces signes predominent, le couple ftcondite-scolarisation est positivement lie. Dans la suite de cette section, nous examinerons plus en detail les mecanismes causaux exogenes, en insistant sur les variables qui figureront dans nos analyses empiriques; il s'agit des niveaux du revenu, du degre d'instruction de la population feminine, au lieu de residence (zone urbaine) et des taux de mortalite juvenile. Nous devons toutefois mentionner, des maintenant, un mecanisme qui est fondamental a la relation negative entre la quantite et la qualite, a savoir les contraintes de liquidite qui influent sur l'aptitude des menages a proceder a des transferts de ressources d'une periode du cycle de leur vie a une autre. Ces contraintes s'exercent de la maniere suivante. Considerons un accroissement exogene des avantages economiques associ6s a la scolarisation, comme le niveau plus eleve des salaires de la population active eduquee. Si les parents peuvent pretendre a recup6rer une fraction quelconque des gains de leurs enfants, comme c'est certainement le cas en Afrique subsaharienne, cette augmentation des revenus potentiels des enfants eduques equivaut a un accroissement du patrimoine total du menage. 11 apparait, en effet, que cela pourrait accroltre le rendement de la procreation en general. Pourquoi alors la ftcondite pourrait-elle une baisse de fecondite? Le fait crucial est que les parents africains ne peuvent pas emprunter sur la base de leur patrimoine total ou des rendements escomptes de la scolarisation pour financer les investissements requis pour l'education de leurs enfants. 11 leur faut, au contraire, tinancer le cout de cette education a partir de leurs revenus courants ou effectuer des ponctions sur les ressources qu'ils ont accumulees lorsque l'enfant atteint l'age d'aller a l'ecole. Ces contraintes budgetaires specifiques a la periode impliquent que les menages peuvent devoir r6duire, pour la periode en cours, le niveau de leur f6condite ou de leur consommation ou encore les deux pour pouvoir compter ben6ficier des avantages procures par la scolarite de leurs enfants a une date future. Nous reviendrons plus tard sur ce point dans le cadre de l'analyse des caracteristiques des structures sociales qui influent sur les contraintes budgetaires auxquelles se heurtent les parents en Afrique de l'Ouest et en Cote d'Ivoire. Le r6le des variables exogenes Considerons la relation sous tfrme reduite entre la fecondite et la scolarisation, d'une part, et leurs determinants d'autre part. 11 est possible d'exprimer ces relations sous la forme generale suivante F fl ,E, U ,M ) (?) (-) (-)(+ S = s( I,E,IU,M) (+) (+ (+ (?) o6 F represente la ftcondite et S est un indicateur de la scolarisation d'un enfant. Le vecteur de variables exogenes (1, E, U, M) est constitue par le revenu permanent, 1, le degre d'instruction 12 des femmes, E, la residence en zone urbaine, U, et les taux de mortalitejuvenile, M. Les sens attendus des relations sont indiques en dessous des variables dans chaque equation. Le revenu permanent (I) a un effet ambigu sur la fecondite dans les modeles econometriques de la transition entre la quantite et la qualite. Dans la formulation retenue par Becker et Lewis (1973), la fecondite (F) et la scolarisation d'un enfant (S) sont considerees comme substituables au sens 6conomique du terme. Ainsi, si S etait maintenue constante, la demande d'enfants (F) aurait tendance a augmenter avec le revenu. Or, la scolarisation d'un enfant est elle-meme un bien normal, dont la demande augmente avec le niveau de revenu, et les depenses d'education sont une importante composante des depenses totales assumees par les parents pour elever leurs enfants. 11 s'ensuit que le "cout virtuel" des enfants augmente parallelement a l'accroissement du revenu et de la demande de scolarisation. On pourrait donc s'attendre a ce que la fecondite augmente par rapport au revenu jusqu'a un niveau de revenu donne pour diminuer une fois ce dernier depasse parce que l'effet du coat virtuel commence alors a jouer un role predominant dans la relation. En d'autres termes, il se pourrait que F se comporte comme un bien normal sur un segment de l'intervalle de variation du revenu et comme un bien inf6rieur pour des niveaux de revenus plus eleves. Tant que le revenu demeure dans l'intervalle sur lequel F et S sont tous deux des biens normaux, toute modification de I fait varier F et S dans la meme direction. En d'autres termes, il existe une relation positive entre F et S. S'il l'on portait les valeurs prises par F et S sur un graphique quantite-qualite similaire aux graphiques 1 et 2, le nuage obtenu ne donnerait alors aucune indication d'une relation negative entre la quantite et la qualite. Par contre, lorsque le revenu se trouve a un niveau auquel F est un bien inferieur et S est un bien normal, il existe une association negative entre ces deux variables et une relation inverse apparait entre la quantit6 et la qualite sous l'effet de l'accroissement du revenu. Cette analyse illustre un point essentiel. Pour pouvoir comprendre les causes fondamentales d'une transition entre la quantite et la qualite, on cherche a constituer un vecteur de variables exogenes dont les effets sur F et sur S sont de signes opposes. Le degre d'instruction de la population feminine (E) pourrait engendrer une telle transition bien que les mecanismes causaux demeurent controverses. On s'attend bien a ce que plus une femme est eduquee, plus sa f6condit6 baisse et plus elle investit dans l'education de ses enfants. Le probleme se pose au niveau de l'interpretation de cette relation. Les economistes attirent souvent l'attention sur le lien qui existe entre le niveau d'instruction et les remunerations qui peuvent etre obtenues sur le marche du travail. L'argument invoque se presente comme suit. Plus une femme est instruite, plus le niveau potentiel de sa remuneration est eleve. Si le temps qu'elle consacre a son travail et celui qu'elle consacre a ses enfants s'excluent l'un l'autre, il s'ensuit que le taux de salaire indique l'un des principaux coctts d'opportunite associes a la decision d'avoir des enfants. Si ces couts d'opportunitejouent un rOle predominant dans la decision de procreation (un niveau de salaire plus eleve signifie egalement un patrimoine total plus important), il s'ensuit que plus le prix du temps est eleve, plus la fecondite sera faible. 11 n'est pas du tout evident que ce raisonnement puisse etre applique aux 6conomies africaines. Pour la plupart des Ivoiriennes et, de fait, la plupart des Africaines, travailler n'est pas necessairement incompatible avec la garde des enfants. Lorsque c'est le cas, elles peuvent facilement resoudre ce probleme en ayant recours aux services peu onereux d'autres personnes, 13 par exemple des membres de la famille, pour garder leurs enfants. On peut donc douter de la pertinence de l'argument du cout dans le contexte africain, notamment dans les zones rurales et pour les emplois qui permettent aux meres de prendre soin de leurs enfants pendant leur temps de travail. Caldwell (1982) considere un r6le de l'education plus vaste que celui qui est pris en compte dans le modele economique simple. A son sens, I'education est le moyen de faire adopter les conceptions occidentales de la famille. Elle encourage une vision des responsabilites parentales davantage axee sur l'enfant. Elle peut modifier la definition de ce qui est juge atre une attitude acceptable a l'egard des enfants, en mettant davantage l'accent sur le temps qu'une mere consacre a son enfant par comparaison au temps pendant lequel l'enfant est garde par d'autres personnes. L'education peut aussi influer sur la distribution des pouvoirs au sein du menage, de sorte que les femmes eduquees acquierent une certaine autonomie vis a vis de leur mari et les jeunes vis a vis des personnes plus ag6es. II est donc possible que, dans le cadre des negociations relatives a l'affectation des ressources au sein du menage, les femmes eduquees reussissent a obtenir l'allocation d'une part accrue de ces ressources a leurs enfants. Le modele economique simple suggere que l'education des femmes devrait avoir un effet negatif sur la ftcondite; il ne fournit guere d'informations sur 1'effet qu'elle pourrait avoir sur les investissements consacres a la scolarisation des enfants. Dans la mesure ou I'Mducation est associee a des niveaux de remuneration plus eleves, 1'effet de revenu implicite peut contribuer a accroltre la scolarite par enfant. Caldwell estime, en revanche, que le niveau d'instruction des femmes est lie a l'evolution des normes relatives a la maniere d'elever les enfants et aux investissenments consacres a ces derniers, notamment au titre de leur scolarite. 11 existe une relation en amont entre cette evolution et la fecondite en ce sens que le prix virtuel de la ftcondite se modifie sous l'effet de l'evolution des normes concernant les investissements par enfant. Consid6r6es conjointement, ces deux manieres d'envisager le probleme corroborent la structure des signes indiquee precedemment, qui suppose qu'une augmentation de l'education E des fernmes fera baisser la fecondit6 et augmenter la scolarite par enfant. Le fait d'habiter en ville (U) est associe a toute une gamme de facteurs exogenes qui, collectivement, peuvent faire baisser la fecondite et accroltre la scolarite par enfant. Divers coats engendr6s par le fait d'avoir des enfants, comme le prix des denrees alimentaires et le coot des logements, peuvent etre plus eleves en zone urbaine. De plus, la valeur du travail d'un enfant peut atre plus faible dans un contexte urbain que dans un contexte rural.4 Les avantages de 1'enseignement scolaire peuvent etre davantage apprecies dans des environnements ou les marches du travail qui comptent un plus grand nombre de personnes eduquees. Le coot de l'acces a I'education, notamment au niveau du secondaire, peut etre plus faible dans les zones urbaines, de meme que celui de l'acces aux services de planification de la famille. 4. La necessite de faire travailler des enfants pour atteindre un niveau minimum de production agricole peut signifier que seule les familles nombreuses disposeront d'une main-d'oeuvre excedentaire qu'il sera possible d'4duquer. Ce mecanisme peut se traduire, bien que ce ne soit pas necessairement le cas, par I'apparition d'une relation positive entre la fecondite et la scolarisation par enifaint. La probabilite de l'existence d'une telle association est plus forte lorsque les familIes de taille reduite ne peuvent absolument pas fournir une education a leurs enfants et doivent affecter toute la main-d'oeuvre que peut produire le menage aux activites agricoles. 14 L'on s'attend a ce que ]es taux de mortalite infantile (M) aient des effets aussi bien directs qu'indirects sur la fecondite. II se produit un effet direct, parfois qualifie "d'effet physiologique", lorsqu'un enfant meurt avant d'etre sevre. En mettant un terme a l'allaitement, ce deces expose de nouveau la mere au risque de concevoir. En d'autres termes, lorsque le taux de survie des enfants augmente, le nombre de deces de ce type diminue et l'effet contraceptif de l'allaitement se manifeste pendant des periodes moyennes plus longues. D'apres les estimations empiriques qui ont e realisees (Lloyd et Ivanov, 1988), dans le cas de regimes de ftcondit6 et d'allaitement maternels du type de ceux qui existent en Afrique subsaharienne, une reduction d'une unite du nombre de deces d'enfants serait associee a une reduction moyenne de la fecondite de l'ordre peut-etre d'une demie naissance. L'effet indirect des taux de mortalit6 infantile sur la ftcondite a trait a "I'effet d'assurance", selon lequel pour qu'un nombre d'enfants suffisant survivent lorsque le taux de mortalite est eleve, les parents peuvent devoir donner naissance a un nombre d'enfants plus eleve qu'il ne le ferait si la mortalite etait faible. L'effet des taux de mortalite infantile sur la scolarite est moins net. Il est plausible de supposer que les parents seront d'autant plus enclins a proceder a diverses formes d'investissements en capital humain dans leurs enfants qu'ils seront assures de voir survivre ces derniers. II faut toutefois noter que, meme dans des regions caracterisees par des taux de mortalite eleves comme l'Afrique subsaharienne, oui jusqu'au quart des enfants peuvent ne pas atteindre leur cinquieme anniversaire, le deces d'un enfant d'age scolaire demeure un evenement relativement peu courant. On peut donc douter que l'existence d'une relation entre les taux de mortalit6 et les investissements dans I'education des enfants est liee aux perspectives de survie des enfants d'age scolaire. Une autre explication possible a trait a l'effet d'assurance contre la mortalite mentionne prec6demment. Si les parents qui vivent dans des environnements caracterises par des taux de mortalite infantile eleves ont dans l'ensemble une fecondit6 plus forte pour se premunir de la possibilite du deces de certains de leurs enfants a une date future, ils peuvent aussi se retrouver parents d'un nombre d'enfants survivants d'age scolaire plus nombreux qu'il ne serait strictement necessaire. Ces enfants supplementaires peuvent exercer des pressions sur les ressources dont disposent les menages et reduire les investissements qui peuvent etre consacres a la scolarite. Ce mecanisme pourrait se traduire par 1'existence d'une relation entre des taux de mortalite plus eleves, d'une part, et une fecondite plus forte et une scolarite plus reduite, d'autre part. La structure de la ramille africaine et la transition entre la quantite et la qualite des enfants 11 importe d'examiner avec le plus grand soin la possibilite d'une relation indetermin6e entre la quantite et la qualite, voire mame d'une relation positive, dans le contexte africain. L'organisation sociale et familiale presente trois caracteristiques essentielles qui peuvent influer sur l'intensite et le sens de la relation, a savoir: i) les liens de solidarit6 qui unissent les membres d'une meme famille; ii) le systeme de "confiage" des enfants, et ii) la nature du processus de prise de decision au sein du menage et la division des responsabilites envers les enfants. Les liens de solidarite qui unissent les membres de la famille font assumer aux enfants d'age adulte diverses responsabilites a l'egard de leurs parents et de leurs freres et soeurs plus jeunes. II est souvent rapporte (Gomes, 1984) que l'education de l'aine est interrompue de maniere a ce qu'il ou elle puisse travailler rapidement pour aider a financer les etudes de ses cadets. Les parents ont interet a commencer a avoir leurs enfants jeunes pour que leur aine puisse fournir son aide au plus grand nombre possible de freres et de soeurs. Les liens de solidarite peuvent etre consideres comme un moyen par lequel une fecondite elevee au debut du cycle gen6sique peut attenuer les contraintes de liquidite du menage dans une phase ulterieure du 15 cycle de vie. Ce mecanisme souleve la possibilite qu'une fecondite elevee soit associee a une scolaritd plus importante par enfant, du moins pour les cadets. Le "confiage" est un moyen de r6partir les coOts pour elever les enfants dans un reseau de parent6 (Ainsworth, 1992). II s'agit la d'une pratique courante en CMte d'lvoire et, plus gen6ralement, en Afrique occidentale. 11 permet aux parents de ne pas avoir a assumer certains des coOts de la scolarit6 qui, en l'absence de ce systeme, pourrait les forcer a reduire leur fecondite en raison du niveau limite de leurs liquidites pour permettre a leurs enfants d'obtenir une education adequate. On peut donc compter que l'institution du "confiage" des enfants affaiblit la relation entre la f6condite et la scolarisation d'un enfant. Au nombre des autres aspects de l'organisation sociale figurent I'absence de concertation entre les epoux dans la prise de decision et la mise en commun des ressources familiales qui peut influer sur la maniere dont l'un ou l'autre des epoux pergoit le coit global associe au fait d'avoir des enfants, ainsi que la polygamie qui affecte les negociations au sein du m6nage, la fecondite et les investissements consacres aux enfants. Conjointement, ces aspects de l'organisation sociale et familiale ont mene certains observateurs (et notamment Caldwell et Caldwell, 1987; van de Walle et Foster, 1990) a douter des possibilites d'une transition demographique de la quantite A la qualite. II est souvent dit (Fapohunda et Todaro, 1988) que les femmes assument generalement les coats marginaux de la maternite, en ce sens qu'elles sont responsables des depenses des m6nages qui varient directement en fonction du nombre des enfants, tandis que les maris assument la responsabilite des coOts fixes (loyers et autres cofts similaires) qui ne dependent guere du niveau de ftcondite. II s'ensuit que, a la marge, le mari pourrait considerer qu'un enfant supplementaire est assorti d'un co1t inferieur a celui evalue par sa femme. Dans les situations de negociations definies par un mariage polygamique, oui les souhaits d'une epouse peuvent etre opposes a ceux d'une autre, la volonte du mari en matiere de procreation pourrait bien pr6valoir.5 Caldwell et Caldwell (1987) maintiennent que l'absence d'une transition entre la quantite et la qualite decoule implicitement de la nature de la structure et du processus de prise de decision du menage en Afrique de l'Ouest. Ils font valoir que: La structure de la famille africaine donne generalement au mari le pouvoir de prendre les decisions en matiere de procreation tandis qu'il fait essentiellement assumer la charge economique des enfants a la femme. Aucune situation ne pourrait etre plus propice au maintien d'une forte fecondite.[Caldwell et Caldwell, 1987: 421] Ils notent aussi que, s'agissant de la scolarite, (La relation entre les decisions prises en matibre de reproduction par un homme et ses depenses est) si faible que la situation n'est guere comparable a celle qui 5. II n'est pas possible d'aborder en d6tail ces questions dans la presente etude; le lecteur peut toutefois se reporter au rapport du National Research Council qui doit bient6t paraetre et qui a W prepare par le Groupe de travail ttudiant les facteurs qui influent sur l'utilisation de moyens contraceptifs en Afrique subsaharienne, le groupe sur la dynamique de la population en Afrique subsaharienne et le Comite sur la population pour un tour complet de la question. 16 existe dans d'autres parties du Tiers-monde oti les enfants eduques procureront en fin de compte des avantages a leurs parents mais ou la charge financiere que ces derniers doivent assumer pendant la periode d'education de leurs enfants est telle qu'il leur faut limiter le nombre de ceux-ci pour pouvoir garantir qu'ils seront tous suffisamment eduques et ad6quatement employes. [Caldwell et Caldwell, 1987: 422] Les premieres 6tudes empiriques consacrees a la relation entre la quantite et la qualite en Afrique laissent penser que les elements de cette relation sont effectivement tres differents de ce qu'ils sont en Asie ou en Amerique latine. DeLancey (1990: 120-121) examine les resultats obtenus par un petit nombre d'etudes basees sur des donn6es se rapportant a la periode qui va de la fin des annees 1960 au milieu des annees 1970 au Kenya (Gomes, 1984), au Botswana et en Sierra Leone. Son analyse ne lui permet de trouver que de rares indications de la possibilite d'une relation negative entre la scolarisation des enfants et la fecondite en Afrique. Dans les cas ou il est possible d'etablir l'existence d'associations significatives, ces dernieres sont generalement positives et non pas n6gatives comme c'est le cas dans le reste du monde. 11 convient toutefois de noter que ces etudes initiales presentent diverses lacunes, la plus notable etant le fait qu'elles font de la fecondite une variable explicative exogene dans les equations relatives a la scolarisation des enfants. (Se reporter a la troisieme partie de la presente etude pour une analyse plus detaill6e de la methode suivie). De plus, pour les raisons indiquees plus haut, on pourrait s'attendre a ce que la relation entre la qualite et la quantite soit faible lorsque i) les avantages economiques de la scolarisation ne sont pas fermement etablis6, ce qui depend de l'emergence sur le marche du travail d'une differentiation des qualifications; et ii) les coOts exogenes prives de la scolarite sont fortement subventionnes comme c'etait le cas dans les ann6es 1970 dans un certain nombre de pays africains qui ont eu pour politique d'assurer la gratuite de l'enseignement primaire. 11 s'ensuit que les premieres etudes ne fournissent pas necessairement des indications fiables sur la nature de la relation qui peut exister entre la quantite et la qualite dans le contexte actuel. Les politiques de l'enseignement et la relation entre la quantite et la qualit6 Une attention soutenue a et portee aux repercussions sur la fecondite des modifications des coOts de l'education induites par l'action publique en Afrique (Kelley et Nobbe, 1990, dans le cas du Kenya). Dans certaines etudes, ces coQts sont reputes constituer la base fondamentale d'une transition demographique de la quantite a la qualite. II ne fait aucun doute que la charge financiere de l'dducation assumee par les parents en Afrique est considerable (Banque mondiale, 1988), et que les annees 1980 ont et le temoin d'accroissements des coats reels de l'education (frais de scolarite, droits, prelevements de capital, etc.) dans un certain nombre de pays. 11 est concevable que ces hausses des prix engendrees par l'action publique pourraient encourager la transition de la quantite a la qualite. 6. Comme le fait remarquer DeLancey (1990), au Botswana, la facilite avec laquelle il est possible de trouver un emploi dans les mines d'Afrique du Sud offre mames aux enfants non eduques la perspective de pouvoir degager des revenus relativement eleves. Les parents peuvent donc ne pas juger que la contribution marginale aux gains des investissements dans la scolarite est justifiee etant donne le coOt de ces investissements. 17 11 est probable que cette transition sera engendr&e, en Afrique, non seulement par la modification du cout de la scolarisation, mais aussi et surtout par 1'evolution de la configuration des avantages et des coClts. Les avantages personnels engendres par une annee de plus passee a l'ecole sont constitues par les gains suppl6mentaires que la personne en question peut compter tirer de cette annee d'etude pendant toute la duree de sa vie de travail (Banque niondiale, 1988). Si les parents estiment que le potentiel de r6mun6rafion de leurs enfants n'est guere modifie par leur degre d'instruction, ils peuvent etre tres sensibles, a la marge, a des changements des prix exogenes. Confrontes a un relevement des frais de scolarite, ils peuvent tout simplement decider de reduire leurs investissements en capital humain, ce qui correspond a un d6placement de A en C sur le graphique 1. En revanche, si les niveaux de remuneration sont tres diff6renci6s, les parents peuvent decider de faire face a la hausse des prix en faisant des sacrifices dans d'autres domaines, et notamment au niveau de leur fecondite, ce qui correspond A un passage de A en D sur le graphique. On ne saurait toutefois compter observer une transition de la quantite-qualite (passage de A en B) induite par un accroissement des couts d'education, a moins que les avantages memes presentes par cette derniere n'augmentent. En d'autres termes, aussi bien la quantite que la qualite des enfants devraient diminuer lorsque les frais de scolarite augmentent (deplacement de A en D), cela, si elles sont complementaires. C'est l'argument implicite dans la perspective de la contrainte de liquidites.7 On ne saurait en aucun cas s'attendre a ce que la demande de la qualite des enfants augmente avec son prix; cela reviendrait en effet a poser que la demande a une pente positive. En resume, les avantages economiques presumes de la scolarisation determinent de maniere cruciale la relation qui existe entre la quantite et la qualite. lus constituent une sorte de levier, permettant aux coCts de la scolarisation d'avoir un impact sur la ftcondite. Le rendement de l'education dependant, a son tour, des conditions en vigueur sur le marche du travail; ainsi les mesures qui influent sur ce dernier peuvent donc contribuer dans une mesure importante a la transition de la quantite a la qualite des enfants. 7. 11 convient de noter que, dans la formulation conventionnelle de Becker-Lewis, la quantite et la qualite des enfants sont supposes etre des substituts nets et non pas des complements; de sorte qu'un accroissement exogene du prix de la scolarisation a pour effet d'accroitre la fkcondih6. Comme I'a fait remarquer Martha Ainsworth, s'il existe une correlation entre le prix et la qualite de l'enseignement, la situation devient plus complexe. Dans ce cas, les parents doivent choisir entre diverses options, qui se distinguent les unes des autres par le degre de qualite, les programmes de plus haute qualite etant, selon toute vraisemblance, les plus onereux. Au lieu d'un prix unique exogene de la scolarisation, il faut alors considerer un bareme de prix exogene qui est fonction du niveau de la qualite de l'enseignement. Supposons que ce bareme soit releve, de sorte que chaque option soit assortie d'un prix plus eleve. Si la quantite (fecondite) et la qualite sont complementaires, il s'ensuit que la fecondite doit diminuer sous l'effet du deplacement vers le haut du bareme des prix. 18 Le contexte ivoirien et les donn6es Population et politique de main-d'oeuvre Comme indique en introduction, la CMte d'lvoire a connu une croissance economique relativement rapide au cours des 20 premieres annees de son existence. Cette croissance a ete propulsee par une politique economique basee sur le developpement de l'agriculture, d'une part, et la promotion du developpement industriel grace aux investissements etrangers, d'autre part. Cette double strategie de developpement necessitait une main-d'oeuvre abondante et qua]ifiee que ne possedait pas encore la Cote d'Jvoire lors de son accession a l'independance. Pour faire face a la penurie de main-d'oeuvre constatee, le gouvernement qui a accede au pouvoir apres l'independance a oriente sa politique dans deux directions: encourager une rapide expansion demographique par l'immigration et une feconditd elevee, et de d6velopper le systeme de l'enseignement. L'immigration etait jugee constituer la solution A court terme du probl~me de la penurie de main-d'oeuvre tandis que la fecondit6 et le developpement de l'enseignement 6taient eonsideres etre des solutions a long terme.8 La CMte d'Ivoire a donc mis un certain temps a reconnaitre la menace pos6e au d6veloppement par une rapide expansion demographique. En 1990, le taux d'accroissement naturel de la population avait atteint le niveau de 3,3 %, soit l'un des plus elev6s d'Afrique, et le taux de croissance global pourrait meme atteindre 4 % lorsque l'immigration est prise en compte. Ces taux de croissance signitient que la population double en 21 ans ou moins, perspective pour le moins effrayante etant donne que, jusqu'A une date tres recente, les autorites nationales ne s'interessaient nullement a fournir de services de planification familiale. On a pu noter certains signes d'une baisse de la fecondite en Cote d'lvoire, mais cette derniere a W pour le moins limitee. La Banque mondiale (1992) estime que le taux synthetique de fecondite etait de 7,4 enfants par femme en 1965 et de 6,7 en 1990. Seulement 3 % des femmes mariees en Age de procreer utilisent actuellement un moyen de contraception quelconque. Les pouvoirs publics ont entrepris de reviser leur position en matiere de controle de la ftconditd. En effet, un net engagement en faveur de la prestation de services de planification familiale par le secteur public est indique dans le projet de declaration de politique de developpement des ressources humaines. La prestation de services de planification familiale est deja assuree par l'Association ivoirienne du bien-etre familial (AIBEF). A ce jour, toutefois, ces services sont essentiellement fournis dans les zones urbaines. La participation de l'Etat pourrait aider a etendre leur portee aux zones rurales. 8. Meme pendant la periode coloniale, I'administration franqaise s'est heurnee a ce qu'elle jugeait constituer une penurie de main-d'oeuvre. La solution alors adoptee a consiste 'a instituer un systeme de travail obligatoire au sein de la colonie et dans les colonies voisines du Burkina Faso (Haute-Volta) et du Mali (Soudan francais). Cette politique a provoque une importante migration de ces territoires en direction de la C6te d'lvoire qui s'est poursuivie apres l'abolition du travail forc6 en 1946, notamment dans le cas du Burkina Faso. Pendant la periode qui a suivi l'accession du pays a l'independance, la politique de l'immigration a revetu deux fornes: une acceptation generale des immigrants dans le cadre de ce que l'on pourrait peut-etre qualifier de 'politique de la porte ouverte", et la signature d'un accord avec la France et le Burkina Faso qui devrait permettre de fournir a la Cote d'lvoire une fraction de la main-d'oeuvre qualifiee et non qualifiee dont elle avait besoin pour poursuivre son programme de developpement. 19 Le systrme d'enseignement S'agissant de l'autre objectif de la strat6gie de d6veloppement post-coloniale, c'est a dire le developpement d'un systeme de l'enseignement adapte aux besoins de sa population active, la Cote d'lvoire a accompli des progres remarquables. Comme on l'a deja note, lors de son accession a l'ind6pendance, le pays connaissait une penurie generalisee de main-d'oeuvre qualifi6e, notamment face a son ambitieux programme de developpement (Kouame, 1987). La priorite donnee au developpement de l'education est manifeste dans les plans successifs de developpement et dans la part croissante des budgets d'investissement (12 % en 1960, 30 % en 180) et de fonctionnement du gouvernement absorbee par l'education. A l'heure actuelle, le systeme de l'enseignement de la Cote d'lvoire comporte trois niveaux: 1'enseignement primaire, 1'enseignement secondaire et l'enseignement superieur. La duree normale de l'enseignement primaire est de six ans, et correspond a six classes. La sixieme annee d'etudes de l'enseignement primaire s'acheve par examen national qui, s'il est reussi, donne lieu a la delivrance du Certificat d'etude primaire elementaire (CEPE). L'enseignement primaire est domine par le secteur public. On compte quelques ecoles privees a ce niveau, en particulier dans les villes, qui absorbent les &leves qui ne peuvent obtenir une des places, en nombre limite, offertes dans le systeme public. En 1986-1987, environ 11 % des eleves du primaire etaient inscrits dans des ecoles privees (Republique de Cote d'lvoire, 1988). Pour passer dans le secondaire, un eleve doit avoir reussi le concours d'entree en sixieme, c'est-a-dire avoir obtenu au moins une note minimum fixee en fonction du nombre de places disponibles pour la premiere annee du secondaire dans les ecoles secondaires publiques. Les enfants qui ne sont pas recus a cet examen ne peuvent etre admis dans le secondaire que si leurs parents payent les droits necessaires pour les inscrire dans une ecole priv6e. L'enseignement secondaire est relativement plus complexe. 11 comporte deux cycles et deux filieres (enseignement general et enseignement technique et professionnel) qui peuvent etre suivis aussi bien dans des ecoles publiques que dans des ecoles privees. Le premier cycle de la filiere de l'enseignement general dure quatre ans. A l'issue de la quatrieme ann6e d'etude, les eleves passent un examen national; le Brevet d'etude du premier cycle (BEPC) qui est le diplome qui sanctionne la fin du premier cycle secondaire. L'acces au deuxieme cycle de l'enseignement public, qui couvre trois annees d'etudes, depend des resultats academiques obtenus par l'eleve pendant la quatrieme annee; la decision est prise par un comite national. Les eleves qui 6taient dans une ecole privee pendant le premier cycle de 1'enseignement secondaire doivent passer un examen pour etre admis a suivre les cours du second cycle dans une ecole publique. Les eleves dont les resultats scolaires ne sont pas suffisamment bons pour etre examines par le comite national doivent poursuivre leurs etudes du second cycle dans une ecole privee payante. Au cours des annees 1980, le pourcentage du nombre total d'eleves inscrit dans des ecoles privees etait de 30 a 40 % pour le premier cycle de 1'enseignement secondaire et de 19 a 27 % pour le deuxieme cycle (Republique de Cote d'lvoire, 1988). Les etudes du deuxieme cycle sont sanctionn6es par le baccalaureat, qui est un examen que doivent passer les eleves a la fin de leurs etudes secondaires. Jusqu'a une date recente, un 6lve qui reussissait a cet examen pouvait automatiquement s'inscrire a l'universite. Les eleves qui souhaitent suivre les cours dans des Grandes 6coles sont aussi tenus de passer un examen supplementaire. 20 Les donn6es de l'enquete sur les niveaux de vie Les donnees sur lesquelles repose cette etude proviennent de 1'enquete sur les niveaux de vie realisee chaque ann6e en COte d'Ivoire de 1985 a 1987. Ainsworth et Munoz (1986) decrivent la maniere dont l'enquete a ete concue et les procedures suivies pour collecter les donnees. Dans chaque menage comptant une femme agee d'au moins 15 ans, une des femmes remplissant cette condition a ete selectionnee de maniere aleatoire, apres quoi il a ete demande a cette derniere de fournir des informations sur la date de naissance de ses enfants (le cas echeant) et leur sexe et d'indiquer s'ils etaient vivants ou decedes, et dans le premier cas, s'ils residaient avec elle. Un autre module du questionnaire visait a obtenir des informations aupres d'un membre du menage (pas necessairement la m4re) poss6dant des informations sur la scolarit6 des enfants, la duree de scolarite accomplie, et les depenses d'education pour chaque enfant residant dans le menage et inscrit a l'ecole. Notre methode a consist6 a considerer tous les enfants auxquels la femme a donne naissance, et a retenir tous les enfants Ages de 5 a 30 ans encore vivants au moment de l'enquete; nous nous sommes alors efforc6 d'6tablir pour chacun de ces enfants, la duree de scolarite accomplie et s'il etait inscrit a 1'ecole ou non au moment de l'enquete. Ce faisant, nous n'avons pris en compte que les enfants de la femme interrogee. Nous ne nous sommes pas preoccupes de la situation des autres enfants du menage, comme, par exemple ceux des co-epouses ou les enfants confies. 11 s'ensuit que l'unite d'analyse de notre gtude est la femme interrogee et ses enfants naturels, le cas lchgant. Le choix de cette unit6 d'analyse a des repercussions sur la maniere dont la situation matrimoniale et les caracteristiques de I'epoux sont prises en compte, comme nous le verrons ci-apres. Les enquateurs de l'etude sur les niveaux de vie ont employe des procedures speciales pour obtenir des informations sur la scolarisation des enfants encore vivants mais ne residant plus avec le menage. Ces procedures 6taient rendue necessaire en raison de la forte mobilite des enfants entre les menages en Cote d'lvoire. Comme il I'a ete note plus haut et ainsi que 1'explique en detail Ainsworth (1992), un pourcentage eleve d'enfants ivoiriens sont confies hors des menages ou ils sont nes pour vivre a I'ecart de leurs parents naturels; de plus, un nombre important d'enfants non-confies sont separes de leur mere en raison de la dissolution du mariage de leurs parents. Dans notre echantillon, pres de 16 % des enfants ages de 5 a 7 ans vivent separes de leur mere naturelle, et ce pourcentage augment rapidement avec l'age. Les informations recueillies sur la scolarite des enfants qui vivent en dehors du foyer ne sont pas aussi detaillees que celles qui se rapportent aux enfants qui habitent avec le menage. Dans le cas des enfants qui vivent en dehors du foyer, on connalt les taux d'inscription de meme que la scolarite accomplie mais on ne dispose d'informations ni sur les plans de scolarisation futurs ni sur les depenses d'education qui puissent atre comparees a celles des enfants habitant au sein du foyer. Notre plan d'analyse exploite aussi bien les donnees sur les enfants qui habitent au foyer que celles sur les autres enfants. Ainsi, chaque fois que cela sera possible, nous examinerons les 21 mesures relatives a l'education qui sont applicables aux deux groupes d'enfants.9 En ce qui concerne les depenses d'education, nous avons dO proceder a un ajustement statistique pour tenir en compte du biais de selectivite (voir section VI ci-apres). Nous estimons qu'il vaut mieux proceder de la sorte plutOt que de n'etudier que les enfants qui vivent au foyer, car le sous- echantillon de ces derniers pourrait comporter des distorsions a plusieurs egards. L'enquate sur les niveaux de vie a egalement permis de recueillir a l'echelon de la collectivite, des donn6es sur les prix du marche pour les grappes d'echantillonnage des zones urbaines et des zones rurales, ainsi que des donnees sur l'infrastructure scolaire et les problemes d'education rencontr6s pour les grappes des zones rurales uniquement. Des donnees supplementaires sur les ecoles primaires existent au niveau des inspections d'enseignement primaire, soit un niveau d'agregation incluant plus d'une grappe de 1'echantillon. Nous avons aussi inclus dans I'analyse certaines informations disponibles dans des tableaux publies du recensement ivoirien de 1988 sur la survie des enfants et la composition de la population active masculine. 9. Dans environ 18 % des cas, les enfants enumeres dans la partie du questionnaire consacres aux enfants mis au monde par la femmne interrogee et declares etre en vie et avoir un age auquel des informations sur la scolarisation devrait pouvoir Wtre obtenues ne sont pas mentionn6s dans la partie de la liste des menages oi sont portees les informations sur la scolarisation des enfants. Les cas de cette nature n'ont pas e pris en compte dans les equations relatives a la scolarite (voir ci-apres). 22 Methodologie La methodologie repose sur deux principes: i) la perspective de forme reduite; et ii) I'accent sur la femme et de ses propres enfants comme unite d'analyse. Ceci pose, nous estimerons les equations sous forme reduite de la f6conditO et de la scolarite des enfants sous la forme g6n6rale suivante: F = XI3F + ZOF + eF Si = Xos + Zi + WAs + ES 2 S - X#S + Zjs + W435 + ou F est une evaluation de la f6condite de la femme, Si est un indicateur du niveau de scolarit6 de son ibme enfant, X est un vecteur de variables exogenes relatives a la famille, Z comprend des indicateurs des caracteristiques de la collectivit6 et des variables d'ordre politique, et W; est un vecteur de variables descriptives du ieme enfant, comme l'age et le sexe. Lorsqu'une femme n'a pas d'enfant, on ne considdre que la premibre equation du systeme; lorsqu'une femme a N enfants ages de 5 A 30 ans, on considere N equations de scolarit6.'0," 10. Pitt et Rosenzweig (1991) font un expose lucide du problreme d'auto-selection lie a ce systeme d'equations. Les femmes font (directement ou indirectement) des choix concemant leur fecondite qui determinent le nombre d'equations S; pour lesquelles des observations sont effectuees au moment de I'enquete. En general, on s'attend A ce qu'il existe une correlation entre les diff6rents termes d'erreur E F et E ,. Si les equations Si sont estimees sans qu'il ne soit procede a aucune correction pour tenir compte de cette auto-selection implicite, les coefficients de l'education pourraient etre entaches d'un biais important, du moins en theorie. Nous avons l'intention d'etudier la question des estimateurs de I'auto-selection dans le cadre de nos futurs travaux. 11 nous faut toutefois noter que la seule analyse de la relation entre la scolarisation des enfants et la fecondite qui a recours a ce type de technique, c'est a dire l'analyse realisee par Pitt et Rosenweig dans le cas de la Malaisie, aboutit A une conclusion etrange. Pitt et Rosenweig detectent de nombreux signes de l'existence d'une correlation entre les equations, c'est a dire d'une forte correlation (negative) entre les termes d'erreur E F et E , commne on pouvait s'y attendre. En d'autres termes, ils constatent un fort degre- de selectivite. lus ne detectent toutefois guere d'indications d'un biais de selectivite: leurs coefficients non corriges different etonnamment peu des coefficients corriges. 11. 11 nous faut noter, en passant, que les premieres etudes consacrees A la relation qui existe entre la quantite et la qualit6 etaient basees sur une paire d'equations du type F = a0X + ac Z + a2 S + c, S = flf,X + f1Z + 02 F + eS Les coefficients a2 et 02 repr6sentent ici les prix virtuels de la fecondite et de la scolarisation, les equations sont les conditions du premier ordre de la maximisation de l'utilite. Les equations indiquees dans le texte sont, en revanche, des fonctions de la demande. La principale difficulte posee par 1'estimation des conditions du premier ordre consiste A trouver des instruments pour S et F dans les termes a droite des equations ci-dessus. En principe, toutes les variables exogenes qui decrivent les preferences des menages et la contrainte constituee par le budget du menage influeront A la fois sur F et sur S, de sorte qu'iI n'est pas strictement possible de justifier les limites d'exclusion. 11 s'agit Ia d'un autre aspect du probleme de 23 Nous n'inc]uons dans le vecteur des variables exogenes X que les caracteristiques de la femme proprement dite. Nous ne lui demandons pas si elle est mariee et si, le cas echeant, son mari est pr6sent ou s'il compte d'autres epouses dans le menage. Cette conception des donnees ressort implicitement de la perspective de forme reduite, en ce sens que le mariage, sa dissolution, la polygamie et la cohabitation de plusieurs epouses sont consideres etre des facteurs endogenes ou de nature potentiellement endogene."2 En ce qui concerne la mesure des variables dependantes, nous considererons deux indicateurs de la f6condite (F). Le premier est la fecondite cumulee, c'est a dire le nombre d'enfants nes de la femme en question a la date de l'enquate. Nous considerons aussi le fait que la femme ait donne naissance ) un enfant au cours de la periode de cinq ans qui a precede l'enquate. L'avantage de la premiere variable tient au fait que c'est celle qui se rapproche le plus de la mesure de la quantite pendant la duree de la vie envisagde dans la theorie de la transition entre la quantite et la qualite. L'avantage de la seconde tient a ce qu'elle se rapporte a des actions prises pendant une periode specifique caracterisee par des politiques et par des conditions economiques egalement sp6cifiques, et non a un comportement qui s'est manifeste pendant toute une serie de regimes economiques et politiques. La specification de la scolarite de l'enfant (Si) decoule de ce qui precede mais donne lieu a l'addition d'une troisieme variable dependante. La scolarite cuwnule est le niveau d'education atteint par l'enfant a la date de l'enquete pour les enfants ag6s de 5 a 30 ans. L'etat de scolarisation d la periode en cours represente les decisions relatives a la scolarisation des enfants pendant I'annee de l'enquete. Nous avons egalement elabore un troisieme indicateur de la scolarite qui vise a permettre de determiner la duree de scolarite que l'enfant pourra avoir accompli a l'issue de ses etudes. Cet indicateur fait intervenir des donnees sur la duree de scolarite accomplie a la date de l'enquete et l'etat des inscriptions scolaires a cette meme date. Get estimateur est d6crit de maniere detaillee a l'Appendice 1; nous y refererons comme un estimateur du probit ordonne avec une troncature a droite, ou encore comme le modele de projection de la scolarite. L'estimation souleve donc un certain nombre de probIWme lies au fait que les variables sont discretes et que leur distribution est tronquee. Le nombre total d'enfants mis au monde est de toute evidence une variable entiere; sa distribution est tronqu6e a droite pour les femmes incluses dans 1'enquete qui sont toujours en age de procreer. Ces difficultes ne font que s'aggraver lorsque l'on considere les enfants nes au cours de la periode de cinq ans qui pr6cede l'enquete. La duree de la scolarite accomplie est egalement une variable entiere dont la distribution est tronquee a droite, comme mentionne ci-dessus. I'analyse 'conditionnelle' note pr6cedemment. 12. En outre, les variables qui decrivent le rang de naissance et 1'espacement des naissances, qui presentent un interet fondamental pour la relation entre la quantite et la qualite, ne peuvent etre examinees dans le cadre de notre approche de forme reduite. En effet, ces variables sont endogenes, et imposer des conditions basees sur ces variables revient implicitement k imposer des conditions sur le niveau et la structure par age de la fWondit6. Par exemple, si un enfant est le troisieme ne de la mere, il s'ensuit que la mere a eu au moins trois enfants. 11 n'est pas facile de comparer un tel enfant a un aine puisque dans ce dernier cas, la condition implicite est que la mere a eu au moins un enfant. L'espacement des naissances, qui peut influer sur la contrainte de liquidite du menage qui s'exerce sur le financement des investissements consacres I l'&ducation est manifestement lie au concept de fecondite. 24 S'agissant de la fecondite, les travaux preliminaires effectues au moyen d'un modele de probit ordonne (dont les resultats ne sont pas presentes dans le cadre de cette etude) ont montre que les modeles de regression habituels (MCO) donnaient des resultats satisfaisants dans le cas de la fecondit6 cumulee, en ce sens que les deux methodes aboutissent aux memes resultats en ce qui concerne le signe des effets exerces par les differentes variables et le fait qu'elles sont significatives ou non. Dans ces modeles de la f6condite cumul6e, I'age de la femme sert de variable de contrOle et est la valeur a laquelle la distribution est tronquee. Nous avons choisi de formuler le modMle de la fecondite des femmes au cours de la periode recente au moyen d'une equation de probit ordinaire, qui enregistre tout simplement si un ou plusieurs enfants sont nes ou non au cours des cinq ann6es qui ont prec&e6 1'enquate. Cette maniere de proc6der a pour effet de sacrifier les informations relatives au nombre de naissances mais ne semble pas donner des resultats inferieurs a ceux des modMIes de probit ordonn6 lorsque l'on considere les effets estimes des variables exog&nes. Dans le cas de la scolarite cumul6e, un modele de regression ordinaire (MCO) s'est egalement avere satisfaisant pour 1'estimation des effets des variables exogenes, I'age de l'enfant servant dans ce cas de variable de contr6le pour la troncature a droite. Le modele de probit simple a ete juge adequate pour decrire l'inscription actuelle. Comme indique plus haut, le modele du probit ordonne permet de prendre en compte a la fois le caractere discret des donnees sur la scolarisation et la troncature a droite a laquelle il est adapte. 25 Resultats Dans cette section, nous examinerons l'influence d'un ensemble de variables sur la fecondite et la scolarisation des enfants. Les variables considerees sont le niveau d'instruction de la femme, qui est defini par 3 categories (sans instruction, primaire et post-primaire); son lieu de residence, a savoir la Savane rurale, la foret rurale-Est, la foret rurale-Ouest, le milieu urbain autre qu'Abidjan, et Abidjan; et un indicateur du revenu permanent mesure par les depenses de consommation par adulte du m6nage. La consommation par adulte est ajust6e au moyen de d6flateurs de prix regionaux et annuels present6s par McKay (1991) et est exprimee sous forme logarithmique. Nous commencerons l'analyse en prenant 1'ensemble de l'6chantillon compos6 de residents de zones urbaines et de zones rurales pour considerer ensuite separement les sous- echantillons relatifs a chaque milieu d'habitat. Nous conclurons enfin cette section en examinant les contributions additionnelles de la non-linearite de la relation avec le revenu et en introduisant un indicateur de la survie des enfants etabli sur la base des donnees du recensement. Les resultats obtenus sont recapitules en trois graphiques qui peuvent fournir certains eclaircissements sur la solidite et la direction de la relation entre la quantite et la qualite des enfants en Cote d'Ivoire. Description de l'chantillon Les tableaux I et 2 contiennent des statistiques qui decrivent les variables dependantes et les principales variables explicatives de l'analyse. La moyenne de la fecondite cumulee est de 3,86 naissances et environ 53,85 % des femmes ont mis au monde au moins un enfant au cours des cinq annees qui ont prec&d l'enquete. Pour les enfants, la scolarite (nombre d'annees d'etudes achev6es) moyenne n'est que de 2,78 annees mais 37 % des enfants de l'echantillon sont actuellement inscrits a 1'ecole, si bien que la distribution de leur scolarite totale possible est tronquee a droite. 11 est possible de se faire une idee des ecarts fondamentaux qui ressortent de ces donnees en examinant les graphiques 5 a 18. Les graphiques 5 a 8 font apparaltre les ecarts constates au niveau de la fecondit6 et de la scolarisation des enfants selon le niveau d'instruction de la femme. (L'age, qu'il s'agisse de celui de la femme ou de celui de l'enfant, sert ici de variable de contrOle.) La fecondite est elevee pour tous les niveaux d'instruction, neanmoins des variations differentielles selon le niveau d'instruction s'observent aussi bien pour la fecondite cumulee que pour la fecondite recente. 11 convient ici de noter qu'il n'existe guere de difference entre la fecondite des femmes qui n'ont requ aucune instruction et celle des femmes qui ont eu une instruction primaire jusqu'a ce qu'elles atteignent l'age de 25 ans, apres quoi le profil de leur f6condite differe. 11 existe egalement une 6troite relation entre la scolarite des enfants et le niveau d'instruction de la mere. Lorsque l'on compare la scolarite cumul6e des enfants dont la mere a resu un enseignement secondaire et celle des enfants dont la mere n'a benefici6 d'aucune instruction, on constate que la duree de la scolarite des enfants qui ont une vingtaine d'ann6es differe de pres de 6 ans selon le cas. Ces ecarts sont certes importants mais pour les mettre en contexte, il nous faut rappeler que la poursuite des etudes secondaires par les filles est loin d'etre une pratique courante en Cote d'lvoire. Le tableau I d6crit la distribution de la scolarite pour l'echantillon groupe complet dans lequel seulement 12 % des femmes ont poursuivi leurs etudes au dela du primaire. Seulement 26 1,8 % des femmes des zones rurales (non indiqudes dans le tableau) ont regu un enseignement secondaire; en fait, le pourcentage des femmes des campagnes qui ont W k I'dcole primaire n'est que de 10,3 %. PrNs d'un quart des femmes des zones urbaines ont, en revanche, poursuivi des dtudes secondaires, du moins pendant un temps, et 22% des femmes de ce groupe ont achevd leurs etudes primaires. Tableau 1. Statistiques descriptives sur l 'echantillon des femmes Tout lI'chantillon Rural Urbain n = 4310 n = 2381 n = 1929 VARIABLES D&PENDANTES Nombre de naissances 3,86 4,51 3,07 Naissances pendant les dernieres 0,539 0,536 0,541 cinq annees VARIABLES INDEPENDANTE Donnees de niveau individuel Age de femme 0,161 0,133 0,196 15-19 0,152 0,121 0,191 20-24 0,155 0,130 0,185 25-29 0,145 0,099 0,134 30-34 0,098 0,103 0,092 35-39 0,083 0,102 0,060 40-44 0,068 0,088 0,044 45-49 0,168 0,224 0,097 50+ Scolarisation de femme Aucune 0,726 0,879 0,538 Primaire 0,154 0,103 0,216 Primaire et plus 0,120 0,018 0,246 Consomption/adulte2 (Log in CFA) 12,98 12,74 13,29 Residence Abidjan 0,209 0,467 Autre urbain 0,239 0,533 Foret est rural 0,219 0,397 Foret ouest rural 0,132 0,239 Savane 0,201 0,363 Ethnicite Mande nord 0,108 0,093 0,126 Akan 0,326 0,345 0,329 Krou 0,117 0,120 0,114 Mande sud 0,155 0,214 0,083 Voltaic 0,111 0,121 0,099 Autre ethnicite 0,182 0,127 0,249 27 (Suite a la prochaine page) Tableau I (suite) Tout l'cchantillon Rural Urbain n = 4310 n-2381 n = 1929 Annee de 1'enqu8te 1985 0,330 1986 0,342 1987 0,328 Donnees de commune ou sous- prefecture 0,807 0,777 0,844 Taux de survie I Population active d'hommes 4 0,555 Agriculture 0,036 Construction 0,101 Commerce 0,051 Transportation 0,195 Marketing Inspections primaires6 Nombre d'ecoles 61,4 Nombre de salles de classe 324,9 Nombre d'enseignants 339,0 Nombre d'6tudiants 13341,0 Nombre de filles inscrit 5562,7 DonnOes de grappe Pix du marche (normalise par pond6ration d'unitd) Boeuf 0,82 Poisson 0,42 Riz importd 0,29 Riz 0,22 Tonates 0,72 L'huile de palme 0,64 Mais 0,12 Millet 0,19 Manioc 0,08 Bananes 0,09 Noix de paline 0,12 Cacahouetes 0,36 Oeufs (par Oeufs) 57,47 Etoffe (par ? ) 6818,21 Sandales (par pair) 761,59 28 (Suite I la prochaine page) Tableau I (suite) Tout l'&chantillon Rural Urbain n 4310 n = 2381 n = 1929 Salarie agricole d'honune par jour7 915,1 Ecole priniaire7 Absent 0,152% Distance au kms. (0 si pr6sent) 0,56 Annee construit 66,9 Ecole secondaire' Absent6 0,142% Distance au krns.7 28,7 Annee construit687 71,5 70,2 Problemes de la scolarisation Aucun argent 64,1% Coats eleves 31,0 Aucun instituteur 20,5 Aucune ecole 21,4 Aucune salle de classe 26,9 Salle ou 6cole en construction 23,1 Residence d'instituteur en 38,5 construction 9,6 Aucun meuble 35,7 Aucune transportation 82,3 Aucune espace, autres raisons Notes: 1. Une subdivision par ann6e d'etude indique les chiffres suivant: pour l'ecole primaire - CPI: 1,4%; CP2: 1,3%; CE1: 1,7%; CE2: 1,6%; CM1: 5,24%; and CM2: 7,9 %; et pour 1'6colo ocondaire - 6': 1,9%; 5': 2,3%; 4': 1,9%; 3': 3,2%; 2': 0,7%; J."e: 0,6%; et T/e: 1,6%. 2. Le logarithme du rapport entre le total des d6penses non-exceptionnelles et le nombre d'adultes du menage. 3. Source: Recenseinentde 1988. Rapport entre les nombre d'enfants suivants et le nombre d'enfants nes vivants. 4. Source: Recensement de 1988. Les secteurs non-d6clar6s ont 6te exclus. 5. Source: Enquete sur les prix LSMS. 6. Source: Donnees sur les inspections primaires et les 6coles secondaires urbaines collect6ea par Aka Kouarn6. 7. Source: Enquete sur la communaut6 LSMS. 8. Aucune des grappes rurales ne compte d'ecole secondaire. 29 Tableau 2. Statistiques descriptives sur l 'Wchantillon des enfants Toute la grappe Rurale Urbain n = 8175 n = 5067 n = 3108 VARIABLES DIPENDANTES Ann6es de scolarisation cumulees 2,78 2,39 3,43 Taux actuel d'inscription 0,370 0,283 0,512 VARIABLES INDEPRNDANTES Donn&es aux niveaux d'individu Age d'enfant 0,199 0,186 0,221 5-7 0,128 0,119 0,141 8-9 0,116 0,108 0,128 10-11 0,101 0,095 0,110 12-13 0,093 0,092 0,093 14-15 0,075 0,081 0,066 16-17 0,065 0,073 0,051 18-19 0,224 0,245 0,189 20-30 Scolarisation de la mere ' 0,849 0,944 0,695 Aucune 0,094 0,052 0,163 Primaire 0,056 0,004 0,142 Prinuire et plus 12,95 12,78 13,24 Consomption/adulte (Log)' R6sidence 0,170 0,446 Abidjan 0,211 0,554 Autre urbain 0,282 0,454 Fore est rural 0,126 0,204 Forkt ouest rural 0,212 0,3416 Savane Ethnicit6 0,102 0,089 0,124 Mand6 nord 0,340 0,358 0,310 Akan 0,120 0,133 0,099 Krou 0,149 0,194 0,076 Mand6 sud 0,108 0,112 0,100 Voltaic 0,181 0,113 0,291 Autre ethnicit6 0,487% Femmes 0,802 0,778 0,841 Taux de survie2 Notes: 1. Le logarithme du rapport entre le total des depenses non-exceptionnelles et le nombre d'adultes du menage. 2. Source: Recensementde 1988. Rapport entre les nombre d'enfants suivants et le nombre d'enfants nds vivants. 30 7 6 4 2 scondairc 8 ±2 '1) 15 20 25 30 35 40 45 50 Age de la femme Graphique 5. Fecondite cumulee selon I'age et l'education des femmes 0.4 15 20 25 30 35 40 45 50 Agc de la femme Graphique 6. Taux specifiques de fecondite par age selon l'education des femnmes -pour les cinq anis precedant I'enqu&te 31 Age de I'ent'ant Graphique 7. Scolarite atteinte selon l'age de l'enfant et l'dducation de la mere 5 1 econd 20 r2 Graphiqu 8. Tauxde scolaisationprimairepaagseo 04 z~ ~~~l mile de sonsidcntcolre Lo 0.2 01 5 ~1 0 1 5 20 25 Age de 1'enfant Graphique 8. TaxS colarisdattinteon rImaire pade 1enfant et m'duaiie dersdenlac~e 1.0 r- ~ ~ ~ 3 Les graphiques 9 a 11 examinent plus en detail les ecarts qui existent entre les zones urbaines et les zones rurales. Nous avons isole Abidjan des autres regions urbaines aux fins de ces comparaisons. II semble toutefois que la ligne de demarcation la plus nette se trouve entre les zones rurales et 1'ensemble des zones urbaines. Comme on pouvait s'y attendre, la fdcondite est plus basse et la scolarite plus elevee dans les zones urbaines que dans les zones rurales. 8 7 c S6 rural > 5 vv ^ / / ~~~~~~~~Abidjan =4 3: 2 - < ; tous urbain 1 5 20 25 30 35 40 45 50 Age de la femme Graphique 9. Parite atteinte selon l'Age de la mere et le milieu de residence 0.4 0.1 0.0 15 20 25 30 35 40 45 50 Age de la femme Graphique 10. Taux specifiques de fecondite par age selon le milieu de rdsidence 33 7 0 5 10 1 5 20 25 Age de 1'enfant Graphique 11. Scolarite atteinte selon l'age de l'enfant et le milieu de residence Les graphiques 12 a 16 presentent les decompositions par centiles de la consommation des menages par adulte, qui servent a indiquer la position occupee par le menage dans la distribution du revenu permanent. Contrairement a ce que l'on a pu constater sur les graphiques qui viennent d'etre examines, les ecarts constates pour la fdcondite sont souvent faibles ou de sens inattendus. II existe bien sdr une forte correlation entre le revenu permanent et le degre d'instruction de la femme et son lieu de residence et, si ces effets sont de sens oppose a celui du revenu permanent, les effets de ce dernier peuvent atre masques sur les graphiques. Lorsque l'on compare les niveaux de scolarite (graphiques 15 et 16), on constate un effet important du revenu, bien qu'il soit encore ici confondu a celui de lI'&ucation et du lieu de residence; cette forte incidence est probablement exageree dans ce cas. Finalement, les differences entre la scolarite des enfants selon leur sexe sont decrites aux graphiques 17 et 18. L'ecart entre les niveaux d'instruction des gargons et des filles est important, conclusion qui correspond aux informations sur le taux de scolarisation presentees au graphique 4. 34 1.0 0.9 0.8 o0.7 0.5 0~~~~~~~g de l'enfant 0.4 cl 0.3 0.2 rural 0.1 0.0 5 10 15 20 25 Age de 1'eafant Graphique 12. Taux de scolarisation selon I'Age de 1'enfant et le milieu de r6sidence 7 8 ~~~~40 160Opour cent 5 les 2pour cent >4 W / Ic~~~~~~~~s 20 pour cent 2 ffi < ~~~~~~sup rieurs I 5 20 25 30 35 40 4.5 50 Age de 1'enfant Graphique 13. Parite atteinte selon l'age des femmes et l'indice de repartition du revenus 35 0.4- 40 h 60 pour cent - - - - cent 0.3 cur le Is 21) pourcn~ 0.2 0.1 0.0 15 20 25 30 35 40 45 50 Age de la femme Graphique 14. Taux specifique de f6condit6 par Age selon l'indice de repartition du revenu a o / 40 h 60 pour cent 3Age les pour cent 5 10 1 5 20 25 Age de 1'enfTant Graphique 15. Scolarite atteinte selon l'Age de 1'enfant et l'indice de repartition du revenu 36 1 .0 0.9 8 0.8 50.7 Jos 20 pour cent 5t0.6 tor ~~ 0.5 ~ ~ ~ 40 h 60porcn 0.2 - 0.1 0.0 5 10 1 5 20 25 Age de 1'enfaut Graphique 16. Taux de scolarisation selon l'age de l'enfant et l'indice de repartition du revenu .2 CO 5 10 1S 20 25 Age de 1'enfant Graphique 17. Scolarite atteinte selon I'Age et le sexe de l'enfant 37 0.7 0.2 0.1 0.0 5 10 15 20 25 Age de 1'enfant Graphique 18. Taux de scolarisation par age et sexe Resultats de l'analyse multivari6e Le tableau 3 presente les resultats de l'analyse de base odi les estimations ont ete obtenues I partir de l'ensemble de l'echantillon. La methode des moindres carres ordinaires a ete employee pour estimer les modeles de la fecondite cumulee et de la scolarit6 cumulee aux colonnes 1 et 3. La methode du probit a ete utilisee pour les modMles de la fecondite au cours de la periode recente et de la scolarisation aux colonnes 2 et 4. La colonne 5 du tableau donne les resultats de l'estimateur du maximum de vraisemblance du probit ordonne. L'age sert de variable de controle dans tous les modeles. Les coefficients estimes de plusieurs variables sugg&rent l'existence d'une relation entre la quantit6 et la qualite des enfants. Les coefficients du niveau d'instruction de la femme sont negatifs dans les modUles de la fecondite (3 des 4 coefficients sont significatifs) et positifs et fortement significatifs dans les modeles de la scolarite. 11 existe une relation negative entre le fait d'habiter a Abidjan ou dans d'autres zones urbaines et la fecondite, comme le montrent les graphiques 9 et 10, tandis qu'il existe une relation positive entre ces memes milieux de residence et la scolarite. Les coefficients de la consommation par adulte peuvent surprendre. Lorsque l'on neutralise les effets du lieu de residence et du niveau d'instruction de la femme, on constate l'apparition d'une relation positive entre cette mesure du revenu permanent et la fecondite ainsi qu'entre le revenu permanent et la scolarite. La fecondite et la scolarite sembleraient donc etre des variables normales. Bien qu'elle soit significative, I'elasticite de la fecondite cumulee par rapport I la consommation est assez faible puisqu'elle est de 0,060, alors que les estimations calculees par Ainsworth (1990) pour les menages en 1985 uniquement etaient de 0,08 a 0,09. (Ces elasticites sont evaluees I la moyenne.) 38 Tableau 3. Modele de parite alteinite et de scolarite atteinte: Resultats de base, enisemrable de l'echantillon (les statistiques-T en parenlthWses.) Fernnwes Enftjnts Naissances pendant les FicondWit dernieres cinq Scolarisation Taux actuel Scolarisalion cumnulee ann&s' cumtude d 'inscription comple&e (OLS) (Probil) (OLS) (Probit) projettb Scolarisation de femmes' -0,080 -0,136 0,222 0,327 0,375 Priinaire (0,69) (1,98) (2,02) (5,93) (4,90) Primnaire et plus -0,805 -0,432 0,330 0,620 0,687 (5,91) (5,45) (2.24) (7,64) (2,06) Consoinption par 0,232 0,114 0,542 0,291 0,298 Adulte (log) (4,23) (3,29) (11,66) (11,64) (10,30) R6sidenced Abidjan -0,524 -0,491 20,258 0,895 1,288 (4,01) (5,84) (20,30) (14,82) (19.35) Autre urbain -0.168 -0,304 1,900 0,874 1,127 (1,41) (3,82) (19,05) (15,76) (21,36) Forat est rural 0.572 0,006 1,184 0.516 0,683 (4,74) (0,07) (12,39) (9,64) (10,41) Foret ouest rural 0.063 -0,125 1,084 0,534 0.558 (0.44) (1.32) (9,11) (8,28) (7,19) Ethnicile Akan 0.021 -0,067 0.972 0,399 0,549 (0,16) (0,79) (8,61) (6,39) (2,27) Krou -0,134 0,032 1,796 0,535 0,964 (0,83) (0,32) (12,80) (7,32) (3,42) S. Mande -0.169 -0,209 0,774 0,432 0,567 (1,21) (2,12) (6,10) (6,18) (2,16) Voltaic -0,187 -0,025 -0,085 -0,030 -0,025 (1,12) (0,25) (0,65) (0,40) (0,98) Autre ethnicite -0,010 0.175 -0,363 -0.109 -0,220 (0,07) (1,93) (2,97) (1,64) (0,86) Age de feiniie' Age -0,008 d'enfant' (2,65) 20-24 1,246 1,076 0,968 0,809 (9,62) (14,47) 8-9 (9,04) (14,71) 25-29 2,698 1,350 2.058 0,793 (20,68) (17,07) 10-11 (18,64) (14,02) 30-34 3,824 1,174 3,137 0,744 (26,89) (14,00) 12-13 (27,11) (12,69) 35-39 5,022 0,799 3,724 0,481 (33,20) (9,40) 14-15 (31,22) (7,99) 40-44 5,363 0,230 4,458 0,176 (33,41) (2,64) 16-17 (34,70) (2,66) 4549 5,694 -0,294 4,629 0,026 (33,17) (3,08) 18-19 (33,90) (0,37) 50+ 5,226 4,381 -0,757 (38,46) 20+ (46.31) (13,42) Femmes -0,907 -0,357 -0,500 (15,17) (11,02) (0,86) Constant -2,216 -1,478 -8,307 -5,058 (3,14) (3,31) (13.69) (15,31) R' 0,462 0.386 F ou x2 194,2 767,7 256,5 2620,5 2182,2i (valeur-p) (0.000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Observations 4310 3588 8175 8175 8175 Notes: a. Les femmines igees de 50 ans et plus ont ete omises. b. Modele de prohit ordonne avec troneature i droite. Estimes des paramntres ca:4.149, 4.202, 4.264, 4.358, 4.453, 4.600, 5.124, 5.214, 5.306, 5.450, 5.928, 5.985, 6.147. (Voir appendice pour plus de details.) c. Categorie de r6fSrence: sans instruction. d. Catigorie de rdfJrence: Savane. e. Catdgorie de r6f6rence Mande nord. f. Categorie de reference: groupe d'ige 15-19 ans. g. Categorie de reference pour les modeles de scolarite atteinte et de scolarisation actuelle: groupe d'age 5-7 anr. h. Test contre le mo&le nul avec des parameres de point de rupture ca et l'age de l'enfant. 39 L'elasticite de la fecondite au cours de la periode recente est d'un niveau similaire, puisqu'elle a ete estimee a 0,069 a la moyenne. La scolarite cumulee est influencee dans une plus large mesure que la fecondite par le niveau du revenu permanent puisque son 6lasticite est estimee a 0,195. L'elasticite de la scolarisation est de 0,339. Ces diverses estimations indiquent qu'un accroissement du revenu permanent aurait tendance a accroitre la fecondite et la scolarisation des enfants, bien que cet effet puisse etre tres faible sur la fecondite et plus prononce sur la scolarisation. Nous reviendrons plus tard sur le poids qu'il convient d'accorder a cette interpretation. Les effets du niveau d'instruction de la femme et de son lieu de residence peuvent etre directement deduits de la valeur prise par les coefficients de ces variables dans les modeles de la fecondite et de la scolarite cumulees; c'est aussi le cas de l'effet du sexe de l'enfant dans le modele de la scolarite cumulee. Les estimations produites par la methode du probit indiquees aux colonnes 2 et 4 necessitent par contre quelques explications. Considerons tout d'abord le probit de la fecondite au cours de la periode qui vient de s'ecouler; la probabilite qu'une femme ait mis au monde un enfant au cours de la p6riode de cinq ans qui vient de s'ecouler est de 0,666 pour une femme qui n'a requ aucune instruction, de 0,623 pour une femme qui a recu un enseignement primaire et de seulement 0,527 pour une femme qui a suivi des cours de l'enseignement secondaire. (Toutes ces estimations sont des probabilites moyennes dont la valeur a ete produite par des previsions calculees en permettant aux autres variables exogenes de tluctuer dans la mesure ou elles le font pour l'echantillon tout entier. Elles donnent une idee des ecarts associ6s A la variable en question.) Les femmes qui habitent dans la savane ont une probabilite de 0,701 d'avoir mis au monde un enfant au cours de la periode recente; cette mame probabilite est de 0,702 pour les femmes qui habitent dans la zone forestiere de 1'est, de 0,664 pour celles qui habitent dans la region forestiere de l'ouest, de 0,608 pour celles qui resident dans les zones urbaines, Abidjan non compris, et de 0,547 pour les femmes qui habitent a Abidjan. La probabilit6 d'une naissance au cours des cinq annees precedant l'enquete est de 0,642 pour les Mande du Nord mais de seulement 0,575 pour les Mande du sud; les coefficients des variables muettes qui representent les autres groupes ethniques ne sont pas significatifs. Les calculs de ce type qui ont ete effectues pour la scolarisation montrent que, lorsque la mere n'a recu aucune instruction, la probabilite moyenne que son enfant soit inscrit a l'ecole est de 0,350. Cette probabilite fait un bond pour atteindre 0,448 dans le cas des meres qui ont 60 l'ecole primaire et 0,538 pour celles qui ont frequente l'ecole secondaire. La scolarisation est a son niveau le plus faible dans la savane, ou la probabilite moyenne qu'un enfant soit inscrit a l'ecole est de 0,217. Ce chiffre est inferieur de plus de moiti6 a celui constate pour Abidjan (0,471) ou les autres regions urbaines (0,464). La probabilite moyenne de scolarisation est de 0,420 pour les gargons contre seulement 0,318 pour les filles. Le modele de la projection de la duree totale de la scolarite accomplie (voir Appendice I) semble indiquer que les enfants ivoiriens poursuivront leurs etudes pendant en moyenne 5,26 annees (alors que la moyenne de l'echantillon est de 2,78 ans, soit un chiffre trompeusement faible). Les estimations obtenues par cette methode indiquent que les garZons poursuivront des etudes pendant en moyenne 6,11 ans et les filles pendant 4,36 ans. Les enfants issus de meres n'ayant requ aucune instruction devraient eux-memes, d'apres les projections, poursuivre leurs etudes pendant seulement 4,89 annees, contre 7,07 ans pour les enfants dont la mere a regu un 40 enseignement primaire et 8,56 ans pour les enfants dont la mere a recu une formation du niveau du secondaire."3 L'endogbneit6 de la consommation Les estimations qui viennent d'etre examin6es reposent sur 1'hypothese que toutes les covariables consideres dans l'analyse sont exogenes, c'est a dire qu'il n'existe aucune corr6lation entre ces variables et les termes d'erreur qui apparaissent respectivement dans l'equation de la fecondite et de la scolarit6. La validite de cette hypothese est pour le moins douteuse lorsque l'on considere la consommation par adulte. Nous considererons ici un scenario particulier (se reporter a Benefo et Schultz, 1992 pour d'autres scenarios). Le tableau 3 indique qu'il existe une relation positive entre la consommation et la f6condite, ce que nous avons interprete comme etant l'effet exerce par le revenu permanent sur la fecondite. Or, il serait tout aussi plausible de considerer que la relation de cause a effet est de sens oppos6. Si les enfants contribuent au revenu de la famille et que cette contribution est prise en compte dans la consommation par adulte, la relation positive constatee au tableau 3 est, du moins en partie, due a cette relation inverse. Pour empacher que les estimations ne soient affectees par cette possibilit6, la methode habituellement suivie consiste a etablir des previsions de la consommation par adulte au moyen d'une serie de variables instrumentales exogenes afin d'eliminer (du moins l'espere-t-on) la valeur de la consommation indiquee par les pr6visions de toute contamination due a l'endog6neit6. La technique des variables instrumentales est theoriquement sans faille. En pratique, ses r6sultats sont influences dans une mesure inquietante par le choix des instruments et la presence d'une multicolinearit6. Dans de nombreux cas, il n'est pas evident que cette methode permette d'obtenir des resultats plus proches des valeurs reelles. C'est du moins la conclusion a laquelle nous avons abouti pour la C6te d'Ivoire, pour les raisons qui sont exposees a I'appendice 2. Une serie d'estimations effectuees au moyen de variables instrumentales et de tests statistiques d'exogeneite ont montrd que: i) les echantillons urbains et ruraux ne devraient pas etre regroupes aux fins des estimations, et ii) lorsque les donn6es sont decomposees en un sous-echantillon urbain et un sous-echantillon rural, aucun fait decisif ne permet d'etablir que les estimations effectu6es au moyen des variables instrumentales donnent de meilleurs resultats. En fait, les tests ne confirment ni ne rejettent clairement l'hypothese selon laquelle la consommation est exogene. La possibilite d'un biais persiste dans le modele non corrige et nous sommes d'avis que, si c'est le cas, les effets du revenu permanent sur la fecondit6 peuvent atre entaches d'une distorsion vers le haut tandis que les effets de ce meme revenu sur la scolarite peuvent etre entaches d'une distorsion vers le bas dans les modeles non corriges. Comme indique precedemment, les effets (non corriges) du revenu sur la fecondite sont dans tous les cas limit6s. Ceci etant, nous examinerons maintenant les resultats obtenus separ6ment pour les regions rurales et les r6gions urbaines. 13. L'age de l'enfant doit etre interprete d'une maniere differente dans le modMle du probit ordonne, qui tient compte du fait que la distribution des donnees est tronquee a droite, que dans le modele de la scolarite cumulee. Dans ce dernier modele, l'age est essentiellement une approximation de duree des etudes. Dans le modele de projection de la scolarisation, cette fonction de l'age a e supprime par la redefinition de la variable dependante (voir Appendice 1) de sorte qu'ici, I'age doit etre interpret6 comme representant d'effet du temps et d'autres variables de tendance non observees. 41 Analyse selon le milieu de residence Les r6sultats obtenus sont presentes dans le tableau 4 pour les zones rurales. En ce qui concerne la fecondite dans les zones rurales, nous avons etabli qu'une relation positive continue d'exister entre la consommation et la fecondite cumulee, I'elasticite a la moyenne etant de 0,03. Aucun effet significatif n'est detecte dans le modele de la fecondite au cours de la p6riode recente tandis que l'effet positif des niveaux de la consommation sur la scolarit6 demeure fortement significatif pour le sous-echantillon rural (1'6lasticit6 calcul6e est de 0,249 pour la scolarite cumulee et de 0,375 pour la scolarisation). L'effet exerce par le niveau d'instruction de la femme sur la f6condite dans les zones rurales cesse d'etre significatif (bien qu'il faille rappeler ici que seulement 1,8 % des femmes qui vivent en zone rurale ont eu la possibilite de recevoir une education secondaire). L'effet du niveau d'instruction de la femme sur la scolarisation a la periode consideree demeure, en revanche, positif. Les ecarts negatifs entre les taux de scolarit6 des filles et des garcons qui sont detect6s au niveau de l'6chantillon global sont egalement apparents dans le sous-echantillon des zones rurales. Le tableau 5 pr6sente les r6sultats relatifs aux zones urbaines. Dans ce cas, le niveau de la consommation n'est pas affecte d'un coefficient significatif dans l'equation de regression de la f6condite cumulee (bien qu'il demeure significatif dans le modele de la fecondit6 a 1'5poque consideree, son elasticite estim6e etant de 0,114 a la moyenne) mais cette variable sembli avoir tine forte intluence sur la scolarit6 cumulee et la scolarisation, les elasticites calculees etant de 0,168 et 0,297 respectivement. Le niveau d'instruction de la femme exerce ull effet systematiquement negatif sur la fecondite dans les zones urbaines (bien que le coefficient du niveau d'instruction primaire ne soit pas significatif dans le modele de la ftcondite cumulee) et a un effet systematiquement positif et significatif sur la scolarite. Dans les zones urbaines, comme dans les zones rurales, les investissements consacres par les parents a l'education de leurs enfants favorisent les garcons par rapport aux filles. Les differences constatees representent une demie annee d'etude dans le modele de la scolarite cumulee. Le groupe ethnique semble n'avoir qu'un effet limit6 sur les niveaux de fecondite en zone rurale, les groupes Mande du sud et VoltaYques ayant des taux de ftcondite legerement plus faibles que les autres groupes. Les difftrences entre les groupes ethniques sont par contre frappantes pour ce qui est de la scolarite. Les Akans, les Krous et les Mande du sud consacrent des investissements plus importants a la scolarisation de leurs enfants que les autres groupes ethniques, toutes choses etant egales par ailleurs. Les effets de 1'ethnie sur la scolarisation se manifestent en zones rurales et en zones urbaines mais ses effets sur la fecondit6 ne se manifestent par contre pour 1'essentiel que dans les zones rurales. Les probabilites donnees par les pr6visions du modele probit de la f6condite a la periode recente et de la scolarisation sont indiquees au tableau 6. 42 Tableau 4. Modeles defecondite et de scolarite cumulees: resultats de base, echantillon rural (les statistiques de Student sont entre parenthses) Femmes Enfants Naissances Scolarrsation pendant les complee Ficondiie dernieres Scolarisalion Taux actuel projere cumnulee cinq annees' cumnule d 'inscription (probil (OlS) (Probit) (OLS) (Probit) ordonne) Scolarisation de femme' -0,124 -0,047 0,148 0,365 0,543 Primaire (0,65) (0,43) (0,83) (4,19) (5,25) Primnaire et plus -0,454 0,207 -0,020 0,484 0,661 (1,11) (0,92) (0'03) (I, ;5) (1,36) Consomption par 0,368 0,066 0,593 0,276 0,307 adulte (og) (4,51) (1,27) (10,05) (8,54) (10,37) Rdsidenced 0,540 -0,082 1,202 0,494 0,666 Foret est rural (3,78) (0.91) (11,40) (8,44) (12,89) Foret ouest rural 0,139 -0,129 0,990 0,498 0,529 (0,82) (1,23) (7,71) (7,18) (8,31) Ethnici[6' Akan -0,013 -0,067 1,081 0,461 0,625 (0,06) (0,50) (6,90) (4,98) (7,39) Krou -0,358 -0,049 2,150 0,680 1.110 (1.42) (0,32) (11,77) (6,59) (11,66) Mand6 sud -0,424 -0,364 0,883 0,453 0,613 (1,92) (2,69) (5,44) (4,78) (7,09) Voltaic -0,458 -0,136 0,036 -0,108 -0,006 (1.92) (0,95) (0,21) (0,99) (0,06) Autre ethnieite -0,198 0,137 -0,474 -0,299 -0,333 (0,80) (0,90) (2,52) (2,72) (3,21) Age de feimune Age d'enfant' -0,012 (3,50) 20-24 1,371 0,946 8-9 0,764 0,711 (6,51) (8,32) (5,41) (9,80) 25-29 2,907 1,360 10-11 1,571 0,717 (13,95) (10,86) (10,77) (9,57) 30-34 3,956 0,993 12-13 2,555 0,692 (17,58) (8,03) (16,76) (8,89) 35-39 5,376 0,724 14-15 2,938 0,429 (23,69) (6,10) (19,08) (5,40) 40-44 5,580 0,190 16-17 3,533 0,052 (24,40) (1,66) (21,92) (0.60) 45-49 5,536 -0,396 18-19 3.548 -0,075 (23,19) (3,23) (21,11) (0,82) 50+ 5,522 20+ 3,351 -0,778 (28,11) (27,86) (10,39) Female -1,092 -0,453 0,578 (14,33) (10,71) (15,09) Constant -3,978 -0,722 -8,362 -4,762 (3,78) (1,09) (10,87) (11,18) R2 0,410 0,329 F or x2 96,4 364,7 137,8 1246,3 1206,2k (valeur-p) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Observations 2381 1847 5067 5067 5067 Notes: a. Les femmes ag&es de 50 ans et plus ont ete omises. b. Modele de probit ordonn6 avec troncature I droite. Estimes des parametres a:4,226; 4,280; 4,348; 4,444; 4,435; 4,681; 5,207; 5,276; 5,339; 5,445; 5,911; 5,966; 6,121. (Voir appendix pour plus de details.) c. Categorie de rafdrence sans instruction. d. Categorie de r4rdrence Savane. e. Categorie de reference: Mande nord. f. Categorie de reference groupe d'ige 15-19 ans. g. Cat6gorie de r6firence pour lea modeles de scolarit6 atteinte et de scolarisation actuelle: groupe d'age 5-7 ans. h. Test contre le modele nul avec des parametres de point de rupture a et l'ige de 1'enfant. 43 Tableau 5. Modeles defecondite et de scolarite cumulee: Resultats de base, echantilion urbain (statistiques de student entre parentheses) Femmes Enfanus Naissances Scolarisan'on pendant les completc F&condite dernires Scolarisation Taur actuel p-je:O cumulce cinq annces cwnulhe d 'inscripn'on (Probi (OLS) (Probit)' (OLS) (Probit) ordonnc) Scolarisation de femme' -0,036 -0,286 0,445 0,329 0,317 Primaire (0.26) (3,12) (3,30) (4,50) (3,88) Primaire et plus -0,761 -0,589 0,665 0,651 0,721 (5,49) (6,36) (4,29) (7,24) (6,52) Consomption par 0,083 0,166 0,574 0,347 0.321 Adulte (log) (1,18) (3,45) (7,91) (8,50) (7,73) Residence' Abidjan -0,324 -0,186 0,406 0,015 0,160 (3.39) (2,73) (4,29) (0,29) (3,03) Ethnicit6e Akan 0,025 -0,027 0,852 0,300 0,438 (0,16) (0,24) (5,45) (3,46) (5,17) Krou 0,072 0,147 1,044 0,246 0,646 (0.36) (1,07) (5,26) (2,23) (5,66) Mande sud 0,250 0,063 0,865 0,421 0,566 (1,16) (0,43) (4,06) (3,50) (4,54) Voltaic 0,165 0,237 -0.342 0,066 -0,047 (0,81) (1,62) (1,77) (0,61) (0,45) Autre ethnicite 0,132 0,248 -0,310 -0,007 -0,172 (0,80) (2,16) (2,00) (0,08) (2,04) Age de feimmef Age d'enfant' 0,001 (0,02) 20-24 1.167 1,245 8-9 1,237 0,956 (7,61) (12,32) (7,95) (11,09) 25-29 2,568 1,443 10-11 2,705 0,902 (16.37) (13,58) (16,89) (10,28) 30-34 3,775 1,392 12-13 3,931 0,802 (21,85) (12,00) (23,32) (8,87) 35-39 4,680 0,953 14-15 4,861 0,531 (23,86) (7,64) (27,17) (5,68) 40-44 5,143 0,319 16-17 5,944 0,346 (22.30) (2,24) (29,23) (3,29) 45-49 6,379 -0,034 18-19 6,598 ,158 (24,62) (0.21) (29,23) (1,35) 50+ 4.714 20+ 6,166 -0,746 (23,71) (41,75) (8.66) Femme -0.615 -0,223 -0,364 (6,72) (4,41) (7,11) Constant -0,455 -2,604 -7,829 -5,041 (0.49) (4.11) (8,12) (9,29) R2 0.490 0,495 Foux2 114.9 416.4 177,8 1011,1 512.2" (valeur-p) (0,000) (0.000) (0.000) (0,000) (0,000) Observations 1929 1741 3108 3108 3108 Notes: a. Les femnies Iigees de 50 ans et plus ont ete onmises. b. ModMle de probit ordonne avec troncature i droite. Estimes des parametres ca: 3.454; 0,505; 3,556; 3,649; 3,754; 3,903; 4,427; 4,549; 4.6f4; 4.882; 5.387; 5,452; 5,622. (Voir appendix pour plus de details.) c. Categorie de r%Wrence sans instruction. d. Categorie de r6Efirence Savane. e. Categorie de riicirence: Mande nord. f. Categorie de rEferenc: groupe d'ige 15-19 ans. g. Categorie de reference pour lea modeles de scolarite atteinte et de scolarisation actuelle : groupe d'ige 5-7 ans. h. Ted contre ne modele nul avec des parametres de point de rupture a et l'ige de 1'enfant. 44 Tableau 6. Probabilites predite de la fecondite actuelle et de la scolarisation actuelle: Echantillons rural et urbaini RURAL URBAIN Fenunes: Femines: Naissances Naissances pendant les Enfants. pendant les Enfanis. dernieres cinq TauLx actuel dernieres cinq Taux actuel annees d 'inscription annees d 'inscriplion Scolarisation de femme 10,6741 [0,276] 10,667] [0,469] Aucune 0,688* 0,381 0,579 0,573 Primaire 0,733* 0,417* 0,480 0,669 Primaire et plus Residence Abidjan . 0,567 0,514 Autre urbain 10,6261 [0,509] For6t est rural 0,672* 0,325 Foret ouest rural 0,658* 0,326 Savane [0,6961 [0,1961 Ethnicite Mande nord [0,709] 10,2011 [0,566] 10,466] Akan 0,689* 0,324 0,557 0,558 Krou 0,694* 0,390 0,612 0,541 Mand6 sud 0,596 0,321 0,586 0,594 Voltaic 0,669* 0,177* 0,640 0,486* Autre ethnicite 0,748* 0,139 0,643 0,464* Sexe Homme [0,3421 [0,545] Femme 0,221 0,478 Notes: Les categories de refdrence sont entre crochets [I1 * la diff6rence avec la categorie de ref6rence est non significative. Soarce. Probabilite moyennes predites & partir des modeles probit des tableaux 3 et 4 et calculees de la maniere suivante: N pi = (1/A) D (X j + A ou k refere a la covariable en question et l'indice d'observation i porte sur 1'ensemble de l'echantillon (i.e. toutes les observation rurales ou urbaines). Cette formulation permet aux covariables j autres que k (a l'exception de celles dans la catdgorie des variables muettes qui ont ete considerdes comme nulles) de prendre leur valeur echantillonnes x,;. Ainsi, lorsqu'on annule toutes les variables dichotomiques relatives a l'ethnie, on obtient la probabilite de la categorie de r6f6rence Mande nord, pour calculer la probabilitd pour le group Akan, on annule toutes les autres categories a l'exception de ce groupe, et ainsi de suite. Cette proe6dure est differente de celle qui aurait consister a sdlectionner uniquenlent des sous-echantillons de Mande nord ou d'Akan; dans une telle procedure les autres covariables ne sont pas restreinte, a leur valeur du sous-echantillon. 45 ModMIes alternatifs Les tableaux 7 et 8 considerent la possibilite de 1'existence d'un effet non lineaire de la consommation sur le comportement, par exemple un effet qui pourrait etre pris en compte par le carre de la variable, et examinent la contribution des taux de survie des enfants. 11 n'est guere d'indications probantes de l'existence de relations non lineaires importantes entre la consommation et la ftcondite ou la scolarisation dans les zones rurales (tableau 7). La fecondit6 continue d'atre un bien normal sur 1'ensemble de l'intervalle de la consommation (le point de retournement vers le bas de la formule quadratique correspond a des valeurs de la consommation qui ne sont pas comprises dans l'intervalle de variation de la consommation en zones rurales), bien que 1'elasticite a la moyenne de la ftcondite cumulee augmente legerement pour atteindre 0,097. En ce qui concerne la scolarite dans les zones rurales, la consommation a un effet positif sur l'ensemble de l'intervalle de variation de la consommation (les coefficients ont des valeurs trompeuses a cet egard) et le carre de la consommation n'ajoute guere a notre comprehension du phenomene. En revanche, dans le cas des zones urbaines (tableau 8), I'introduction du carre de la consommation dans le modee revele l'existence d'effets non lineaires relativement importants. L'effet de la consommation sur la fecondite est positif jusqu'au 70ieme centile de la distribution de la consommation en zone urbaine mais devient negatif lorsque l'on atteint les niveaux superieurs du revenu permanent. On constate un effet similaire pour la fecondite pendant la periode recente bien que, dans ce cas, on n'atteint le point de retournement vers le bas de la fonction qu'au niveau correspondant aux 10 % les plus eleves de la distribution de la consommation. Ce qui precede temoigne, meme faiblement, du fait que la fecondite se comporte comme un bien normal jusqu'a un scuil determine du revenu permanent pour devenir un bien inftrieur par rapport au revenu au dela de ce seuil. Les resultas concernant les taux de survie des enfants sont frappants, bien qu'une mise en garde s'impose egalement ici. Rappelons en effet que l'indicateur de la survie est le rapport entre le nombre d'enfants survivants et le nombre d'enfants mis au monde etabli a partir des chiffres produits par le recensement de 1988, par commune ou par sous-pr6fecture. Le tableau 6 montre que, dans les zones rurales, il existe une relation negative entre le taux de survie et la f6condite cumulee, et une relation positive entre ce mame taux et la scolarite. L'elasticit6 de la f6condit6 est de l'ordre de -0,54 lorsqu'elle est evaluee a la moyenne. 11 convient aussi de noter qu'aucun ettet n'a e detecte dans le cas de la ftcondite recente. La valeur de 1'elasticite, I'absence d'un effet marque du taux de survie sur la fecondite recente et 1'effet apparemment important qu'il exerce sur la fecondite cumulee sont autant d'indications que le mecanisme qui met en relation la survie des enfants et la fecondite pourrait etre lie a I'arret de l'allaitement maternel par suite du deces d'un enfant (Lloyd et Ivanov, 1988). 11 importe de noter que, dans les zones rurales, on constate 1'existence d'une relation positive entre les taux de survie des enfants et la scolarite cumulee. L'elasticite a la moyenne est de 1,12. La signification de cette relation n'est toutefois pas totalement 6vidente. Comme on l'a vu a la section 11, elle pourrait indiquer que les parents sont plus enclins a investir dans le capital humain lorsqu'ils sont plus strs que leurs enfants 46 Tableau 7. Fecondite et scolarite atteinte: modele alternatif pour I 'echantillon rural (les statistiques de student sont entre parentheses) Fenmmes Enfants Naissances pendant les dernicres cinq Scolarisanion Taux acsuel Scolarisafion F&condizc cumul&e ann&es cumulie d 'inscription compiUtr projeue' (OLS) (Probit)' (OLS) (Probit) (probit ordonne) (1 (2) (1) (2) fl) (2) (1) (2) (1) (2) Scolarisation de femme' -0,114 -0,098 -0,023 0,047 0,409 0,123 0,498 0,367 0,639 0,532 Primaire (0,60) (0,51) (0,22) (0,44) (2,25) (0,69) (5,79) (4,20) (6,26) (5,14) Primaire et plus -0,421 -0,507 0,176 0,206 0,100 -0,024 0,549 0,484 0,670 0,670 (1,04) (1,25) (0,79) (0,92) (0,16) (0,04) (1,83) (1,55) (1,58) (0,96) Consomption 1,784 0,413 -1,032 0,66 -3,677 0,565 0,027 0,277 0,275 0,285 par adulte (1,00) (5,01) (0,85) (1,27) (2,59) (9,36) (0,04) (8,40) (9,75) (12,68) Consomption, -0,053 0,043 0,164 0,010 carre (0,76) (0,90) (2,98) (0,74) R6sidenced Foret est rural 0,763 0,656 -0,055 -0,082 1,386 1,152 0,602 0,498 0,771 0,646 (5,62) (4,51) (0,66) (0,87) (14,24) (10,65) (11,25) (8,24) (16,34) (12,25) Foret ouest rural 0,086 0,237 -0,200 -0,128 1,448 0,948 0,673 0,501 0,806 0,514 (0,61) (1,39) (2,26) (1,21) (12,82) (7,30) (11,28) (7,13) (14,97) (7,99) Taux de survie -3,124 4,734 1,126 -0,012 3,445 2,056 -0,089 -0,125 1,234 0,759 (2,69) (3,76) (1,54) (0,02) (3,78) (2,15) (0,18) (0,24) (3,10) (2,00) Ethnicite- Akan 0,028 -0,067 1,070 0,461 0,621 (0,13) (0,50) (6,84) (4,98) (7,25) Krou -0,242 -0,049 2,101 0,683 1,086 (0,95) (0,31) (11,42) (6,85) (11,38) Mande sud -0,558 -0,365 0,944 0,449 0,632 (2,50) (2,65) (5,72) (4,66) (7,45) Voltaic -0,579 -0,136 0,080 -0,111 0,006 (2,50) (0,95) (0,46) (1,02) (0,06) Autre ethnicite -0,133 0,137 -0,506 -0,300 -0,348 (0,54) (0,89) (2,69) (2,70) (3,37) Feinme -1,105 -1,093 -0,443 -0,453 -0,549 -0,578 (14,05) (14,35) (10,69) (10,71) (14,64) (15,02) R' 0,409 0,413 0,285 0,330 F ou x2 116,9 92,4 346,6 364,7 134,2 130,9 1040,7 1246,3 787,8f 1209,4f (valeur-p) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Observations 2381 2381 1847 1847 5067 5067 5067 5067 5067 5067 les constants, et let coefficients relatifs h I'fige des femmes et enfants ne sont pas dans le tableau. Noies: a. Los femmes agees de 50 ans et plus ont ete omises. b. Modele de probit ordonne sans troncature a droite. c. Cat6gorie de r6ference: sans instruction. d. Categorie de r6f6rence Savane. e. Categorie de r6fcrence: Mandd nord. f. Categorie de rdf6rence groupe d'Age 15-19 ans. g. Catdgorie de rdf6rence pour let modeles de scolarite atteinte ct de scolarisation actuelle: groupe d'igc 5-7 ans. h. Teat contre le modelc nul avec des parametres de point de rupture a et l'Age de l'enfant. 47 Tableau 8. Fecondite et scolarite atteinte: ModMles alternatifs, echantillon urbain (statistiques de student entre parenthases) Femmes Enfants Naissances pendant les demi#res cinq Fecondite ann&es Scolarisation Taux actuel Scolarisation cumulce (Probihr cumulie d inscription compite' projete' (OLS) (OLS) (Probit) (probit ordonne) (1) (2) (1) (2) (1) (2) (1) (2) (1) (2) Scolarisation de femme' -0,043 -0,037 -0,310 -0,291 0,727 0,436 0,395 0,317 0,478 0,310 Primaire (0,33) (0,27) (3,50) (3,17) (5,38) (3,23) (5,50) (4,33) (6,61) (3,80) Primaire et plus -0,701 -0,681 -0,607 -0,564 1,056 0,730 0,724 0,643 0,886 0,739 (5,15) (4,87) (6,68) (6,03) (6,66) (4,62) (8,07) (7,02) (8,26) (6,69) Consomption 4,300 4,381 2,112 2,308 4,781 4,202 0,941 0,855 1,441 1,473 par adulte (3,11) (3,16) (2,08) (2,27) (3,42) (3,05) (1,14) (1,03) (5,01) (6,26) Consomption, -0,157 -0,160 -0,073 -0,080 -0,154 -0,137 -0,022 -0,020 -0,041 -0,044 carre (3,04) (3,09) (1,94) (2,11) (2,94) (2,65) (0,71) (0,64) (3,67) (4,01) Rdsidenced Abidjan 0,034 0,022 -0,089 -0,111 0,037 0,166 -0,330 -0,312 -0,033 -0,022 (0,19) (0,12) (0,69) (0,85) (0,84) (0,93) (3,35) (3,11) (0,33) (0,26) Taux de survie -4,608 -4,490 -0,089 -0,870 3,764 3,065 3,937 3,971 2,028 2,206 (2,47) (1,89) (0,67) (0,65) (2,04) (1,67) (3,90) (3,84) (2,17) (2,90) Ethnicitc- Akan 0,035 -0,030 0,840 0,267 0,425 (0,22) (0,26) (5,36) (3,06) (5,02) Krou 0,090 0,142 0,985 0,212 0,624 (0,22) (1,03) (4,94) (1,91) (5,49) Mande sud 0,233 0,054 0,850 0,416 0,562 (1,08) (0,37) (3,99) (3,45) (4,52) Voltaic 0,151 0.231 -0,325 0,082 -0,034 (0,74) (1,57) (1,67) (0,76) (0,33) Autre ethnicite 0,166 0,259 -0,332 -0,042 -0,193 (1,00) (2.25) (2,13) (0,49) (2,32) Feamme -0,624 -0,617 -0,218 -0,224 -0,343 -0,365 (6,71) (6,76) (4,33) (4.41) (6,78) (7,14) R2 0,493 0,494 0,474 0,496 Fou* 143.4 103,6 408,2 421,3 198,7 160,0 992,9 1026,5 380,6f 511,8' (valeur-p) (0.000) (0.000) (0.000) (0,000) (0,000) (0.000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Observations 1929 1929 1741 1741 3108 3108 3108 3108 3108 3108 les constants. at les coefficients relatifs a l'ige des femiiies et enfants ne sont pas dans Ie tableau. Notes: a. LUs femmes agees de 50 ans et plus ont ete omises. b. Modele de prohit ordonne sans troncature a droite. c. Cat6gorie de reference sans instruction. d. Cat6gorie de rdf6rence Savane. e. Categorie de r6f6rence Mande nord. f. Catigorie de r4f6renee graupe d'ige 15-19 ans. g. Categoric de reference pour les modleas de scolarite atteinte et de scolarisation actuelle: groupe d'age 5-7 ans. h. Test contre le modele nul avec des paramWtres de point de rupture et et l'ige de 1'enfant. 48 survivront, a moins qu'elle ne reflete les pressions exercees sur les ressources de la famille par le nombre plus eleve que necessaire du nombre d'enfants survivants dans des environnements caract6rises par une mortalite elevee; il est aussi possible que cette relation ne repr6sente tout simplement que des facteurs associes a la sante de l'enfant qui ont ete omis du modMle et pour lesquels il existe une correlation quelconque ou une relation de comportement avec les d6cisions de scolarite. 11 est quelque peu surprenant d'aboutir aux memes constatations dans le cas des zones urbaines, comme on peut le voir au tableau 8. Comme dans les zones rurales, les elasticit6s de la scolarisation par rapport a la survie des enfants en zones urbaines sont positives, tandis que celles de la fecondite cumulee sont negatives. Cette derniere elasticite est de -1,27 a la moyenne; ce qui indique que la fecondite diminue dans une plus large mesure que la survie des enfants n'augmente, de sorte que le taux net de reproduction aurait tendance a baisser si les conditions de survie s' amelioraient. L'elasticite de la scolarite cumulee est de 0,924 a la moyenne et celles de la scolarisation de 2,58; cette derniere semble indament elevee. Ces effets estimes de la survie des enfants pourraient representer des facteurs autres que la survie a proprement parler, mais ils n'en sont pas moins intrigants. Litteralement, ils semblent signifier que les investissements consacres a la sante et a la survie des enfants peuvent avoir des retombees sous forme d'une baisse de la fecondite et (peut-etre) d'un accroissement de la scolarite. Revision de la relation entre la quantite et la qualit6 des enfants Resumons les resultats exposes precedemment aux graphiques 19 a 21. Nous avons repris ici la description de la relation entre la quantite et la qualite par la representation graphique des deux variables endogenes. Dans les graphiques 19 a 21, nous avons porte en abscisse le nombre d'enfants mis au monde obtenu par les pr6visions effectuees au moyen des coefficients estimes a partir des modeles de la fecondite cumulee indiques aux tableaux 7 et 8 et en considerant comme une donnee la distribution des caracteristiques exogenes dans l'echantillon de l'enquete sur les niveaux de vie. Les previsions effectuees sur la base des caracteristiques de l'echantillon ont et calculees pour des femmes agees de 40 a 45 ans de maniere a ce que les dites previsions se rapportent a une periode de fecondite pratiquement totale. En ordonnee, nous avons porte les projections relatives aux ann6es que passera a l'ecole un enfant representatif n6 d'une femnme presentant ces caracteristiques. Les previsions indiquees sont les valeurs produites par le modNle de projection de la scolarite accomplie base sur la methode du probit ordonne, qui figurent aux tableaux 7 et 8. Ces previsions sont diff6renciees par sexe. Ces calculs ont e effectues en fixant I'age de l'enfant a 25 ans, de maniere a considerer une population qui a pratiquement acheve ses etudes. (Les resultats qui sont indiques ci-apres sont tres similaires a ceux qui auraient et6 obtenus si on avait considere la proportion projetee d'enfants recevant un enseignement secondaire, par exemple.) Examinons tout d'abord le graphique 19. Nous pouvons imaginer que l'aire totale comprise entre les axes est couverte de points correspondants aux valeurs prises par les previsions.14 De quelle maniere nous sera-t-il possible de recapituler la distribution conjointe 14. Ces points sont construits de la maniere indiquee ci-apres. Pour une femnue i donn6e, k laquelle est associee les variables Xi, on calcule les valeurs predites suivantes: 49 8 IC couple pr fecondite-scolarisation, E(SIF) rural° ^s 6 - filles o&- _.. rgarcons o~ , urbain 4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Niveau d'education (S) Graphique 19. Fecondite et scolarite pr6dites, femmes agees de 40-45 ans et enfants agees de 25 ans de ces deux variables endogenes pour faire ressortir l'existence d'une relation entre la quantite et la qualite des enfants. Une representation sommaire de la relation fecondite-scolarite est fourmie pour le graphique 19. Ce graphique indique la scolarite moyenne atteinte pour un niveau donna de la fecondite.'5 11 est egalement possible de resumer les informations disponibles en portant sur le graphique les valeurs moyennes des prdvisions de la fecondite et de la scolarite pour differents groupes socio-economiques.'6 Nous avons donc porte sur le graphique les F; = Xi OF Si = X( Os oih Xi est le vecteur de toutes les variables explicatives inclues dans les modeles des tableaux 6 et 7, lorsque l'age est fixd a 40 ans et a 25 ans, respectivement, dans les 6quations de la fecondite et de la scolaritd. b(X) represente la distributioo de X dans les echantillons de l'etude sur la mesure des niveaux de vie. 15. En termes mathematiques, oh, represente l'ensemble des valeurs des covariables X qui produit une valeur predite donnee pour la f6conditd. (En pratique, on construit une serie de valeurs de F.) 16. 11 s'agit tout simplement du couple de moyennes conditionnelles predites: E(F(X),S(X))1X,= xi ohb X, est la cat6gorie de la covariable consid6rde, par exemple l'ensemble des residents des zones urbaines. La serie complete des covariables s'crit (X,, X2). 50 le couple 8 fecondite-scolarisation, E(StF) filues A -les 10 pour cent superieurs 0 ' or {_~ gargons _ filles 13 , a gar5ons -les 10 pour cent Jc 6 vsup6rieurs 0 v0 garqons _ , _ _ _ - - ~ -les 10 pour cent infdrieurs LL 5 - rflles -les 10 pour cent infSrieurs 4 1 2 3 4 5 6 ? Niveau d'education (S) Graphique 20. Fecondite et scolarite pr6dites: milieu rural femmes agees de 40-45 ans et enfants Agees de 25 ans niveaux moyens de la fecondite et de la scolarite des zones urbaines, des zones rurales et pour les enfants de sexe feminin et de sexe masculin.17 La representation graphique de la relation scolarit&fecondite decrit une trajectoire dtonnante et particuliere. La partie superieure du graphique 19, suggere une relation positive entre la descendance finale et la scolarite de l'enfant. Nous constatons que ce segment de la courbe passe a proximite des valeurs moyennes de la fecondite et de la scolarite pour les zones rurales et pourrions en deduire que la section de la "relation entre la qualite et la quantite" qui a une pente positive decrit la situation en zone rurale. La partie inferieure du graphique 19 temoigne d'une relation essentiellement negative entre la fecondite et la scolarite; c'est peut-etre la relation qui existe en zone urbaine. I1 s'ensuit que, dans l'ensemble, on pourrait penser que les courbes qui figurent au graphique 19 sont deux relations tres differentes, de signe oppose, qui sont superposees. Cette interpretation se confirme lorsque l'on trace separement les courbes relatives aux zones urbaines et aux zones rurales. Le graphique 20 fournit certains eclaircissements sur la relation entre la quantite et la qualite en zone rurale; comme on le soupgonnait, la relation positive est predominante. Les moyennes calcul6es pour la population masculine et la population feminine se trouvent au centre du graphique sur lequel sont egalement portees les valeurs propres a chaque sexe pour les familles dont les niveaux de consommation les placent dans les 10 % 17. Dans les graphiques qui suivent le niveau de fecondite estim6 est toujours le meme lorsque l'on compare les filles et les garcons; seule la duree prevue de la scolarit6 differe. I1 importe aussi de noter que les valeurs port6es en ordonnee vont de 4 a 8. Les pr6visions produites par l'analyse de r6gression sont toutes comprises dans cet intervalle qui est plausible pour des populations caracterisees par une forte t&condit6. En particulier, dXapres le toutes les femmes ont eu au moins un enfant a la fin de leur vie procr6atrice. 51 7- Ic couple - _ _ - f6conditd-scolarisation, E(SIF) 8 tfilles & s -les 10 pour cent go. o inf6rieurs fliles [3 N_ c3 garons -les 10 pour cent 0 garNons filles - -. supeneurs c 5 _-les 10 pour cent -les 0 pour cent t 0 infErieurs superieurs 4 4 5 6 7 8 9 10 11 Niveau d'education (S) Graphique 21. Fecondit6 et scolarite predites: milieu urbain femmes agees de 25 ans inferieurs et les 10 % superieurs de la distribution de la consommation. La pente generalement croissante de la courbe decrite par la courbe de la relation fecondite-scolarite ainsi que la serie des moyennes calcul6es pour les garqons et pour les filles t6moignent de l'importance de l'effet exerced par le revenu permanent sur la feconditd totale d'une femme et les investissements consacres a la scolarite dans les zones rurales. 11 nous faut aussi rappeler que les effets du revenu permanent peuvent etre exageres; iU est possible que la courbe reelle ait une pente moins prononcee que celle qui est tracee sur le graphique. Le graphique 21, qui decrit la situation dans les zones urbaines, montre que la courbe est essentiellement une courbe de pente negative conventionnelle. Les effets exerces par le niveau de revenu sont relativement moderes. On peut detecter ces effets, pour chaque sexe, du fait de la Ilgere curvilinearite de la trajectoire decrite, lorsque l'on compare les donnees relatives aux enfants dont la situation les placent dans les 10 % inferieurs de la distribution de la consommation et ceux qui se trouvent aux alentours de la moyenne ou dans les 10 % superieurs de cette distribution. En resume, ces observations montrent que les contextes economiques et politiques urbains et ruraux de la Cote d'Ivoire ont des implications etonnamment differentes sur la relation entre la quantite et la qualite des enfants. Elles font donc ressortir ]'importance que revat l'urbanisation pour les perspectives de developpement a long terme, aux fins duquel il est crucial que l'expansion de la main-d'oeuvre se ralentisse et que le capital humain de chaque travailleur augmente. Elles sugg&ent dgalement qu'une variable relevant de l'action publique - a savoir la prestation de services de planification de la famille - qu'il n'a pas ete possible de prendre en consideration dans notre etude, pourrait jouer un role en ce domaine. Rappelons que, a ce jour, les services de planification de la famille ne sont fournis que par le secteur prive en Cote d'lvoire, et ce presque uniquement en zone urbaine. C'est peut-etre le fait que les residents des zones urbaines ont acces a un moyen de limiter leur fecondite qui a facilite le passage 4 une relation ndgative entre la quantite et la qualite dans les villes. 52 Le prix de la scolarisation Nous acheverons notre analyse de la relation qui existe entre la quantite et la qualite par l'examen d'une autre variable relevant de l'action publique qui pourrait avoir un effet direct sur la scolarite et, de I'avis de certains, un important effet indirect sur les decisions en matiere de fecondite. Cette variable, qui est exogene, est le cofit de la scolarite d'un enfant. Le graphique 22 donne les valeurs moyennes des ddpenses relatives a la scolarisation calculees pour l'echantillon des enfants inscrits a l'ecole habitant dans les menages retenus dans le cadre de l'enquete sur la mesure des niveaux de vie. La moyenne des depenses par enfant inscrit s'elevait a 37 897 CFAI', L'une des courbes indique les depenses totales par enfant, en milliers de francs CFA, et l'autre decrit le rapport entre les depenses par enfant et la consommation par adulte. Les deux courbes sont de forme tout a fait similaire. Celle qui se trouve le plus I droite, qui reprdsente le rapport entre les d'dducation et la consommation des adultes montre que ce rapport n'est que de 5 % pour les enfants ages de 5 a 7 ans mais passe a plus d'un tiers pour les enfants d'une vingtaine d'annees. Ces pourcentages representent manifestement des montants importants, que ce soit en termes absolus ou relatifs. Etant donne que le codt de la scolarisation est eleve, quel effet exerce-t-il sur le niveau des effectifs et sur la fecondite? Pour pouvoir r6pondre a cette question, il nous faut considdrer une caracteristique genante des donnees de l'enquete sur la mesure des niveaux de vie. Les coOts d'inscription ne sont pas connus pour tous les enfants; Us ne le sont que pour ceux qui sont inscrits, a condition la encore que les enfants habitent avec les menages inclus dans l'echantillon. En d'autres termes, les codts de scolarisation ne sont connus que pour un sous-6chantillon des enfants constitud de maniere trxs selective. 1 50 0.40 162 0.36 144 --0.32 126 ' 0.28 ~108 70.24 <9 relatif 02 (I'axe de droite) co 72 (I'axe de gauche) -0.1 6 54 .--~ , . a 0.12 36 0.08 18 a 0.04 0 .00 5 1 0 1 5 20 25 Age de 1'enfant Graphique 22. Depenses par enfant resident dans le menage inscrit a I'ecole, depenses totales et pourcentages par rapport au revenu 18. Ou 110 SUS au taux de 346 CFA pour 1$ en 1986. 53 11 n'existe aucun moyen facile de remedier a ce probleme de selectivite. Nous avons employe une methode presentee dans Maddala (1983) et Heckman (1979), en application de laquelle la probabilite qu'un enfant habite dans la famille interrogee et qu'il soit inscrit a l'ecole (c'est a dire qu'il appartienne au sous-echantillon des enfants pour lesquels on connait le niveau des depenses de scolarisation) est inclue dans le modele sous forme d'une fonction d'un vecteur de variables exogenes et de variables instrumentales. Les r6sultats produits par cette premiere etape des calculs servent a construire un facteur de correction de la s6lectivite, qui permet d'estimer une fonction du coOt de la scolarisation sans avoir a utiliser un echantillon entache d'un important biais de selectivite. L'analyse de regression du cout de la scolarisation ne fait intervenir que des vecteurs de variables qui varient selon la grappe d'echantillonnage; nous avons introduit l'age de l'enfant pour pouvoir prendre en compte les differences entre les coats de la scolarite par niveau d'instruction. Nous nous sommes efforc6s de n'inclure dans l'analyse que les variables qui peuvent influer sur le coat exogene que doivent assumer les parents lorsqu'ils inscrivent un enfant a l'ecole. (Nous n'avons donc pas inclus le sexe de l'enfant dans l'analyse; cette variable n'est prise en compte qu'indirectement dans le terme de correction de la selectivite). Les previsions produites par cette regression ont alors servi a construire une variable de prevision des coOts de la scolarisation, qui est incluse dans l'equation structurelle de regression finale de la scolarit6. Comme toutes les autres methodes faisant intervenir des variables instrumentales, cette demarche est sensible a la presence d'une multicolinearite. En particulier, la structure frappante des coOIts en fonction de l'age qui ressort du graphique 22 continue de se manifester au niveau de la variable de la prevision des coOts. 11 s'ensuit qu'il est difficile d'isoler les effets reels des cofits de la scolarisation sur l'inscription des enfants a l'ecole de tout autre effet non mesure exerce par I'age qui pourrait etre pris en compte au moyen de variables fictives specifiques a l'age. Les r6sultats relatifs aux niveaux d'inscription presentes au tableau 9 ci-dessous ont e etablis apres que les differentes variables muettes relatives a l'age utilisees pour obtenir les resultats des tableaux precedents ont e remplaces par l'age de l'enfant et le carre de cet age. Lorsque l'on modifie l'equation de cette maniere, les effets de la variable relative aux coats de la scolarisation sur les niveaux d'inscription dans les zones rurales et les zones urbaines semblent fortement negatifs. Les elasticit6s qui en decoulent sont de -1,41 pour les zones rurales et de - 0,76 pour les zones urbaines. Gertler et Glewwe ont calcule des chiffres correspondants compris entre -0,05 et -0,61 pour les zones rurales peruviennes (1989: tableau 7) et ont egalement estime un plancher approximatif de -1,17 pour prendre en compte la selectivite (se reporter au tableau A.4 de leur etude). Des elasticites superieures a -I (en absolue) signifient qu'un accroissement marginal du coOt exogene de la scolarisation (par exemple sous l'effet d'un relevement des droits de scolarite) donnerait lieu a une baisse des recettes totales. Les conclusions formulees pour la COte d'lvoire correspondent a l'idee que la scolarisation a des avantages plus importants dans les regions urbaines mais les estimations ne sont pas particulierement robustes. Lorsque des variables muettes sont introduites dans I'analyse pour prendre en compte l'age de l'enfant, les coefficients estimes pour les effets de prix cessent d'etre significatifs; il en va de meme lorsqu'on distingue les enfants en age d'aller a l'ecole primaire et les enfants plus agds. 54 Tableau 9: Modele incluant le coat de la scolarisation (les statistiques de student entre parentheses (les statistiques de Student entre parentheses) Rural Urbain Femmes: Femmes: Naissances dans Enfants: Naissances dans les Enfanus: les cinq demnires Taux actuel cinq demieres Taux actuel annees' d 'insvcripion annees d 7nscripZion Scolarisation de femmeb Priinaire 0,068 0.341 -0,285 0,348 (0,62) (3,90) (3,10) (4,73) Priinaire et plus 0.216 0,405 -0,544 0,668 (0,96) (1,29) (5,69) (7,22) Consomption par adulte 0.069 0,258 2.359 0,429 (1.31) (7,60) (2,28) (0,51) Consomption, carre -0,082 -0,003 (2,12) (0,10) Residence' Abidjan -0,199 0,144 (1 I,19) (1,23) Foret est rural Foret ouest rural 0.029 0,346 (0.20) (5,35) -0,037 0.419 (0,28) (5,59) Taux de survie 0.127 -0.020 -0,217 3,875 (0,15) (0,04) (0,15) (3,68) Ethnicit6' Akan -0.026 0.424 -0,037 0,333 (0.19) (4,41) (0,33) (3,77) Krou -0,063 0.662 0,142 0,244 (0,39) (6,20) (1,03) (2,18) Mande sud -0,377 0,381 0,050 0,423 (2,58) (3,75) (0,34) (3,51) Voltaic -0,159 -0,097 0,241 0,131 (1,07) (0,86) (1,62) (1,22) Autre ethnicite 0,160 -0,373 0,263 0,013 (1,02) (3,32) (2,27) (0,15) F.emme -0,460 -0,233 (10,72) (4,56) Pas d'ecole priiiaire 0.123 -0,156 (0,81) (1,34) Distance a 1'ecole -0,031 -0,076 prinaire (0,92) (2,32) Annee de construction de 0,008 -0,002 I'ecole primaire (1,68) (0,63) Pas d'ecole secondaire -0,040 0,093 (0,39) (1,11) Distance a I'ecole 0,001 -0,005 secondaire (0,80) (4,41) Annee de construction de 0,005 -0,009 0.008 -0,017 1'ecole secondaire (1,00) (2.94) (2.00) (5,58) Prix de la scolarisation 7,18xl04 -8,82xl04 -9,43xl0- -9,O0xl0-' (0.61) (8,35) (0,31) (8.15) X2 370,4 1363,4 426,1 1058,2 (valeur-p) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Observations 1847 5067 1741 3108 les termes constants et les coefficients de l'ige de la femme et de l'ige des enfants ne sont pas indiques dans le tableau Notes: a. Les femmes agees de 50 ans et plus ont ete omises. b. Categofie de reference sans instruction. c. Categorie de reference pour le milieu rural: Savane; pour le milieu urbain: autre urbain. d. Categorie de r6f6reece Mande nord. e. Estimind partir d'une equation de regression dont Ia variable dependante correspond aux d6penses d'ecolage, les variables independantes incluant l'ige de l'enfant et un ensemble de variables relatives a la grappe ou des variables plus imnportantes. L'equation des depenses comporte une correction de Heckman (1979) pour tenir compte des biais de selectivite dans l'echantillon. Les valeurs predites des depenses d'ecolage, qui varient selon l'fige de l'enfant, sont incluses dans le modele sur l'inscription actuelle. En ce qui concerne le modele de fecondite, la valeur predite des depenses d'ecolage est evalue pour un enfant age de 12 ans. 55 11 nous faut indiquer ici que les variables relatives a l'infrastructure scolaire qui mesurent differents aspects de l'acces a l'enseignement, sont significatives sur le plan statistique aussi bien pour les zones rurales que pour les zones urbaines. Elles ne contribuent neanmoins guere, comme l'indique Glewwe (1998) aux probabilites d'inscription estimees. II semble donc peu probable que les ameliorations des variables relatives a l'acces a l'ecole mesurees ici puissent totalement compenser l'accroissement des couts de la scolarisation des enfants pour les menages.'9 (Se reporter a Gertler et Glewwe, 1989, pour une analyse plus detaillee de la question dans le contexte du Perou). Le cofit de la scolarisation a-t-il des repercussions sur la fecondite? Cela n'est guere evident dans le cas de la Cote d'lvoire. Les variables qui representent ces couts sont non- significatives lorsqu'elles sont considerees independamment les unes des autres. En effet, la serie de variables relatives au prix de la scolarisation et a l'acces A ]'instruction n'exerce aucun effet discernable sur la fecondit6, et ce, que l'on considere le sous echantillon rural ou le sous- 6chantillon urbain, si l'on en juge par les resultats d'un test du chi-deux. Nous pensons qu'il serait toutefois pr6mature de faire abstraction de la possibilite de l'existence de tels effets. Notre test est base sur une variable du prix de la scolarisation qui est, par essence, rien qu'un profil d'age; la distribution de cette variable n'offre pas suffisamment de variations lorsqu'on la controle par l'age. S'il avait ete possible de construire la variable des prix de la scolarisation a partir des donnees rassemblees a 1'echelon de la region ou de l'ecole, comme cela a ete le cas au Ghana (Oliver 1992), on pourrait en tirer bien plus de renseignements. 19. Les essais que nous avons realises avec plusieurs evaluations de la qualite de l'enseignement, construites a partir des donn&s commnunautaires ou sur les inspections primaires indiqu&es au tableau 1, ont donne des resultats decevants (non indiques dans cette etude). Des indicateurs tels que le nombre d'6l1ves par enseignant ou des indices des problrnies d'enseignement auxquels se trouve confrontee la collectivit6 en general paraissent se rapporter a des aspects de la demande plut6t qu'h des contraintes s'exerrant sur l'offre ou de sa qualite. Par exemple, toutes choses etant egales par ailleurs, les collectivites rurales qui semblent avoir un nombre insuffisant d'enseignants ou de salles de classes semblent enregistrer des taux d'inscription scolaires superieurs I la normale. Les collectivites correspondant aux inspections primaires oui le nombre d'enfants par enseignant est eleve semblent egalement enregistrer des taux d'inscription superieurs I la normale. 56 Conclusions La presente etude a fourni certaines indications qui permettent de penser que deux relations tres differentes existent entre la fecondite et la scolarisation des enfants en Cote d'lvoire. Dans les zones rurales, on constate une relation positive, conclusion qui va dans le sens de la plupart des etudes anterieurement consacrees a la fecondite et la scolarisation en Afrique. Dans les zones urbaines, on constate en revanche l'existence d'une relation negative qui se manifeste en Asie du Sud-Est et dans d'autres parties du monde en developpement. S'agissant des autres questions de nature sectorielle ou qui relevent de l'action publique, la constatation de 1'existence d'une relation negative dans les zones urbaines de la Cote d'lvoire confirme l'importance que revet l'urbanisation pour la transition d6mographique. Or, la raison de l'importance du lieu de residence n'est pas totalement claire. Elle doit, en partie tenir aux avantages economiques de l'instruction, qui sont peut-etre plus manifestes et generalises dans un contexte urbain que dans un environnement rural. L'acces a l'ecole et aux services de planification de la famille est egalement plus facile en zone urbaine. II est aussi interessant de noter que le niveau d'instruction de la femme a un effet sur la fecondite et la scolarisation de ses enfants qui depend de l'environnement dans lequel elle r6side. 11 n'est guere d'indications que le niveau d'instruction des femmes influe sur la fecondite dans les zones rurales de la Cote d'lvoire et son effet sur la scolarisation des enfants est, de plus, relativement faible. Dans les zones urbaines, en revanche, il a un effet nettement n6gatif sur la f6condite et nettement positif sur la scolarisation des enfants. La difference entre les r6sultats obtenus pour les zones rurales et urbaines pourraient tenir a l'exode rural des femmes les plus 6duqu6es, de sorte que celles qui demeurent dans les campagnes ont systematiquement un faible niveau d'instruction. Les investissements faits dans l'ducation des femmes des zones rurales auraient-ils pour effet de maintenir la fecondite a un niveau eleve dans ce milieu tout en encourageant un plus grand exode vers les villes, et contribueraient a une baisse de la f6condite dans les zones urbaines. Nous n'avons detecte aucun signe manifeste qu'un accroissement du coOt de la scolarisation en COte d'lvoire aura des effets significatifs sur les niveaux de la fecondite. De fait, si nous nous reportons au graphique I de l'etude pour nous demander de quelle maniere les effets des prix y seraient representes, les accroissements du prix de la scolarisation se traduiraient par un deplacement du point A au point C, soit une situation caracterisee par une modification tres faible de la fecondite mais (si l'on considere les estimations des elasticites) une reduction considerable des taux d'inscription a l'ecole. Cette derniere conclusion est toutefois provisoire car, comme nous l'avons note plus haut, les variables qui ont ete construites pour representer le prix de la scolarisation ne manifestent pas la variation necessaire a la mesure precise des effets sur les inscriptions. La valeur elevee des elasticites des inscriptions est neanmoins troublante. Elie laisse penser qu'il pourrait etre mal avise de faire assumer une part encore plus importante des frais de scolarite par les menages. 11 s'agit la manifestement d'un point qu'il faudra approfondir. Enfin, nous sommes intrigues, si pas reellement persuades, par les effets apparents des taux de survie des enfants sur la scolarisation. ll semblerait que, en plus des effets directs qu'ils exercent sur la survie des enfants, les investissements consacres a la sante des enfants peuvent avoir un effet indirect qui se traduit par une plus longue scolarite. Cette possibilite merite d'etre dtudi6e de maniere plus approfondie. 57 Appendice 1 ModMle de projection de la scolarite totale par la m6thode du probit ordonne Le modele de projection de la scolarit6 totale utilise a la fois des informations sur le nombre d'anndes d'dtude achevdes par un enfant au moment de 1'enquete et des donnees sur la scolarisation de l'enfant egalement au moment de 1'enquate. Soit Si le niveau de scolarit6 qu'atteindra l'enfant i a la fin de ses etudes. Soit P(S I ci,Xf) la distribution de probabilite de S dtant donne le vecteur des variables exogenes X et des coefficients correspondants a et s. S est bien evidemment une variable discrete qui prend les valeurs 0, 1, 2, ..., et P(S) une distribution discrete. La difficulte presentee par 1'estimation de P(S) tient au fait que l'on ne dispose pas d'observations sur S pour une large proportion des enfants inclus dans l'echantillon. Les donnees Si qui se rapportent aux enfants qui etaient encore inscrits a l'ecole a la date de 1'enquete sont tronquees a droite en ce sens que l'on ne sait pas encore jusqu'a quel niveau Si ces enfants poursuivront leurs etudes. La seule constatation possible est que, quelle que soit la valeur ultime de Si, elle sera necessairement egale ou superieure a la valeur enregistree au moment de 1'enquete. Soit C; I'annee d'etude atteinte au moment de l'enquete et soit E; la scolarisation a cette meme date, E prenant la valeur I lorsque l'enfant est inscrit a l'6cole et 0 lorsqu'il ne l'est pas. E peut donc etre considere comme un indicateur de la troncature a droite. En d'autres termes si E= I la duree des etudes accomplies au moment de 1'enquete, c; constitue la limite inferieure de la duree totale de la scolarite qui sera accomplie jusqu'a la fin des etudes, de sorte que Si 2 c;. Les enfants qui ne sont pas inscrits a l'ecole au moment de l'enquete peuvent etre consideres avoir achevd leurs etudes, si bien que, dans leur cas, Si = c;. De toute evidence, cette derniere hypothese, selon laquelle le fait que l'enfant n'est pas inscrit a l'ecole signifie qu'il a acheve ses etudes pose un probleme dans le cas des enfants Ages de 7 ans ou moins. 11 se peut en effet que, pour ces derniers, Ci= 0 et E; = 0 uniquement parce qu'ils n'ont pas encore commence d'aller a 1'6cole. Pour contourner cette difficulte, les enfants ages de 7 ans ou moins qui ne sont jamais alles a 1'ecole (C1= 0) et qui ne sont pas encore inscrit (Ei= 0 ) ont e elimines de 1'echantillon pour la raison que, dans leur cas, Ci= 0 et Ei= 0 ne fournissent aucune information sur la duree totale de leur scolarite future. Dans le cas d'enfants plus ages, le fait qu'un enfant n'aille pas a l'ecole pendant un temps ne signifie pas non plus necessairement que ce dernier a fini ses etudes. Un enfant peut etre retire de l1'cole a titre temporaire, dans l'idee qu'il y retournera a une date ulterieure. Le questionnaire de 1'etude sur la mesure des niveaux de vie comporte une question a ce sujet pour etablir s'il est pr6vu ou non que l'enfant retournera a I'ecole a une date future. Ce type d'information peut, du moins en principe, permettre d'affiner 1'estimateur construit ici. 11 s'avere toutefois que cette question ne s'adresse qu'aux enfants qui resident actuellement dans le menage. Comme on l'a vu dans le corps du texte, environ 16 % des enfants, meme ages de moins de 7 ans, vivent separes de leur mere; ce pourcentage passe a 28 % pour les enfants de 12 a 13 ans et A 50 % pour les enfants de 16 a 17 ans. La question relative a la reprise des etudes est donc d'une utilite relativement limitee. En resume, la methode mise au point ici conduit a des biais qui sous-estiment, dans une certaine mesure la durde de la scolarite accomplie. II n'est pas evident que l'inclusion de donn6es 59 sur la reprise des etudes ameliorerait la situation, car ces donnees ne sont disponibles que pour un sous-echantillon non representatif d'enfants qui demeurent au foyer. Nous avons neanmoins l'intention d'etudier cette question plus en dMtail dans le cadre de prochains travaux . Nous avons estime la distribution discrete P(S) en utilisant le probit ordonne avec censure a droite. Avec cette methode, la probabilit6 que la duree des etudes achevee S = s est definie par l'aire situee en dessous de la fonction de densite de probabilite, qui a une distribution normale, et entre les valeurs limites s, et °'s- La fonction de densite en question - soit f(S I X0) - a une moyenne egale a X,B et une variance egale a l'unite, parce que la distribution est centree reduite. Le graphique AI ci-apres peut permettre d'eclaircir la demarche suivie. Supposons que deux enfants soient consideres dans l'analyse; a l'un est associe le vecteur de variables exogenes X0, et a l'autre le vecteur X,. Les fonctions de densite qui ont une distribution normale f de moyenne X.B et Xl, sont tracees sur le graphique, avec les seuils indiques par les parametres c%, a, et a2.2' Pour l'enfant auquel se rapporte le vecteur X&, la probabilite de ne pas aller a 1'ecole (S =0) est representee par I'aire pO qui se trouve en dessous de la coure f(S I X.j3) et a gauche du seuil %. La probabilite d'une scolarite d'une duree d'un an, S= 1, est representee par l'aire situee en dessous de la courbe et delimitee par les valeurs c% et a,; et ainsi de suite. De la maniere dont le graphique est etabli, 1'enfant auquel se rapporte le vecteur X, a une fonction de densite qui se trouve a droite de celle de 1'enfant auquel se rapporte le vecteur X0. Cela signifie que les probabilites associees a zero et a une annee d'etudes, pO' et p,' sont moins dlevees tandis que la probabilite associee a une scolarite plus longue, p3' dans notre exemple, est plus elevee. En d'autres termes; si le coefficient flk associe a la variable Xk est positif, toute augmentation de Xk accro?t la vraisemblance d'une scolarite plus longue. L'estimation de P(S I a,Xfl) est effectuee par la methode du maximum de vraisemblance dans le cadre de laquelle les seuils a et les coefficients # sont estimes. Pour etablir la fonction de vraisemblance, on exprime les probabilites ps comme suit: -t(alo - X0) pour S=0 Ps= I(a% - X0)- 4(a%, - Xj) pour SE(1,2,...s,,,,a) (4) 1 - 4(a,,,,X - X,) si S)S.u oui 40 est la distribution normale centr6e reduite cumulee et S. le niveau de scolarit6 au dela duquel nous regroupons les probabilites ps,2' Etant donne ce qui precede, la probabilite que C=c ann6es de scolarite achevees et que l'enfant soit actuellement inscrit a I'ecole (E= 1) est I - C(ct l - X#) (5) 20. Lorsque nous avons consid6r6l a distribution de la scolarite, nous avons prevu la possibilite de prendre en compte environ 13 parametres ca; nous avons inclus dans l'expose un nombre moins eleve de paramntres pour des raisons de simplicite. 21. Dans notre exemple, nous considerons chaque annee de scolarite jusqu'a la 12* ann6e et regroupons toutes les annees d'dtude sup6rieures dans la categorie 13 +. En d'autres termes, S.,x= 12. 60 pour c 2 1. Les probabilites que C = c annees de scolarit6 achevees et que 1'enfant ne soit pas actuellement inscrit a I'ecole (E=O) sont donnees par les expressions de 1'equation (1) ci-dessus as etant remplace dans ce cas par at . Le graphique A2 decrit les resultats d'une estimation de base dans laquelle l'age de l'enfant est la seule variable exogene. Le graphique compare la distribution effective des annees de scolarite achevee au moment de l'enquete (c'est a dire C) et la distribution de la scolarite indiquee par les previsions P(S I c,X,) sur la base de C, de la scolarisation E et de P'age de 1'enfant. La prise en compte du fait que les donnees sont censurees a droite (lorsque E =1) entraine un deplacement vers la droite de la distribution de la scolarite indiquee par les previsions P(S) par rapport a la distribution des annees de scolarite achevees a la date de l'enquete. C'est exactement le resultat que l'on s'attend a obtenir. Les moyennes des deux distributions sont de 2,78 ans et 5,24 ans. Les deux distributions font etat d'une forte proportion d'enfants jamais scolarisds (zero annee d'etudes), ayant acheve leurs etudes primaires (six annees d'etudes) et ayant achev6 les premieres annees de l'enseignement secondaire dix annees d'etudes). Le modele de pr6vision laisse egalement penser qu'environ 10 % des enfants poursuivront leurs 6tudes aussi loin qu'a la fin de la 138 annee d'etudes. Aucune des deux distributions ne fait etat d'une large proportion d'enfants qui ne vont pas jusqu'au bout de leurs etudes primaires ou secondaires; cette observation correspond a ce que l'on sait de la structure des inscriptions scolaires en COte d'lvoire (Glewwe, 1988). 11 faut enfin noter que la distribution de la scolarite indiquee par les previsions, P(S), n'a rien d'une distribution normale. Tant que les seuils a peuvent varier dans le cadre de 1'estimation, I'hypothese de normalite posee pour les equations (1) et (2) n'est retenue que pour des raisons de commodit6. Comme c'est le cas ici, la methode du probit ordonne peut en g6neral produire des distributions manifestement non normales pour la variable dependante decrite par le modele. 61 I( XO DI it I~~~~~~~~~ I I -J -2 -1 0 1 2 3 4 3 Graphique Al 0.5 0 nveaux * nxiveax 0*r j ~actuels prevus 12 3 56 7 6 9 10 11 12 13 Niveau d'6ducationt Graphique A2. Niveaux actuels et predits de la scolarite atteint Resultats issus du modele probit ordonne de base 62 Appendice 2 Evaluation du caractere exogene de la consommation par adulte Dans cet appendice, nous examinerons les constatations relatives a une variable fondamentale de l'analyse, a savoir le logarithme des d6penses de consommation par adulte. 11 importe ici de determiner dans quelle mesure il peut exister une correlation entre cette variable et les termes d'erreur des 6quations de la f6condit6 et de la scolarite. Si une telle correlation existe, il nous faudra alors considerer que la variable de la consommation est endogene sur le plan statistique et son inclusion dans les equations de regression aura pour effet de biaiser non seulement son propre coefficient de r6gression mais aussi, en g6n6ral, tous les autres coefficients estimes. 11 est de fortes raisons de penser que ce probleme peut se poser. Benefo et Schultz (1992) ont procede a une excellente analyse de la question et nous examinerons ici une possibilit6 qui merite une attention particuliere. Dans une situation dans laquelle les enfants les plus ages travaillent et contribuent en especes ou par la valeur de leur travail aux revenus du menage, la fecondite aux periodes anterieures peut avoir un effet determinant important sur le niveau de la consommation par adulte, c'est a dire le revenu permanent. L'effet que nous cherchons a determiner ici, c'est a dire l'influence du revenu permanent sur la fecondite, pourrait bien atre cache par des relations causales inverses de cette nature. Dans l'analyse qu'elle a consacr6e a la f6condite cumulee dans le cadre de l'enquete sur la mesure des niveaux de vie en Cote d'Ivoire de 1985, Ainsworth (1990) a employ6 le test d'exog6n6it6 de Hausman (1978) qui est bas6 sur l'emploi de variables instrumentales, pour d6terminer si la consommation par adulte est exogene. Elle a abouti a la conclusion qu'il n'etait pas possible de rejeter l'hypothese d'exogneite au seuil de confiance de 95 %. En revanche, Benefo et Schultz (1992; se reporter a leur etude et a l'appendice D) ont rejete I'hypothese d'exogeneite au meme seuil de confiance qu'Ainsworth sur la base des donn6es de 1985 a 1987 de cette enquete, d'une serie de variables instrumentales difftrentes et d'une definition legerement modifi6e de la variable dependante (ils ont considere la fecondite cumulee des femmes qui ont eu au moins un enfant). Si les conclusions obtenues sont differentes, c'est peut etre en raison du choix des variables instrumentales. Lorsqu'il selectionne ces variables, I'analyste se heurte a un dilemme d'ordre pratique; les instruments doivent etre exogenes mais il doit aussi exister une corr6lation suffisamment etroite entre ceux-ci et la variable (potentiellement) endogene consideree pour qu'ils puissent produire des previsions suffisamment fiables de cette variable. Trop souvent, les variables consid6r6es qui permettent d'obtenir des valeurs satisfaisantes au niveau des previsions doivent etre exclues de la serie des variables instrumentales parce qu'elles sont peut-etre elles- mames endogenes. Qui plus est, le vecteur de variables instrumentales ne peut atre domine par les variables exogenes qui sont deja incluses dans l'equation structurelle. D'autres variables exogenes doivent pouvoir servir de variables instrumentales, qui sont censees avoir une importante contribution additionnelle a l'explication de la variable endogene (c'est a dire ici la consommation). Dans le cas contraire, aussi bien le caractere identifiable de l'equation structurelle que la qualit6 des estimations des coefficients de cette equation pourraient etre compromis par un probleme de multicolinearite. Nous nous heurtons a ces difficultes gen6riques dans le cas des donnees de l'enquete sur la mesure des niveaux de vie en CMte d'lvoire. La grappe, c'est a dire les donnees rassemblees a l'echelon de la commune et de la sous-prefecture indiquees au tableau 1 du texte, semblerait 63 produire une serie de variables instrumentales exceptionnellement abondantes. Nous avons selectionne a partir de celles-ci des variables muettes sur la base de ces donn6es pour l'annee de l'enquete, la remuneration quotidienne des travailleurs agricoles de sexe masculin, des mesures produites par le recensemerit sur la composition de la population active masculine et la serie complete des donnees sur les prix A l'echelon de la collectivite fournie par 1'enquete sur la mesure des niveaux de vie. Nous avons complete ces informations par plusieurs variables exogenes dejA presentes dans les equations structurelles sur la scolarit6 et la ftcondite, A savoir l'age de la femme, son lieu de residence et son degre d'instruction. Consider6s conjointement, ces instruments ne permettent de pr6voir, dans une mesure limit6e uniquement, la consommation par adulte: le coefficient de determination, R2, de I 'equation de regression de la consommation n'est que de 0,25. 11 est possible d'accroitre consid6rablement son niveau, pour le porter a 0,35, en incluant une serie de variables instrumentales faisant intervenir les moyennes A l'echelon de la grappe de la consommation par adulte. (Les moyennes par grappe sont calculees en faisant abstraction du niveau de la consommation du menage en question.) Malheureusement, on soupconne ces moyennes par grappe de la consommation d'etre elles-memes endogenes. 11 est tres vraisemblable que des caracteristiques non mesurees A l'echelon de la grappe se manifestent aux niveaux de la consommation des difftrents menages ainsi que dans les moyennes de la consommation par grappe. Pour pouvoir etre assur6 du caractere exogene des variables instrumentales, il nous faut donc accepter le fait que notre coefficient R2 ne depassera guere 0,25. De fait, Benefo et Schultz (1992; appendice D) obtiennent un R2 bien plus eleve pour I'equation de la consommation par adulte construite avec leurs variables instrumentales. L'amelioration du pouvoir de prediction est toutefois due, semble-t-il, A l'introduction de differents indicateurs de la composition du menage, y compris la presence d'un mari, son niveau d'6ducation et son Age, et les actifs du menage. L'opinion peut diverger quant au caractbre exogene de ces variables; nous estimons quant A nous qu'elles sont endogenes. Le tableau I de l'appendice recapitule les tests d'exogeneite que nous avons realise a partir de la serie limitee de variables instrumentales, et presente egalement les resultats de tests effectues lorsque les moyennes par grappe de la consommation sont inclus dans la serie des instruments. La premiere colonne du tableau donne les estimations, par la methode des moindres carres ou la methode du probit, de l'effet de la consommation par adulte sur la f6condit6 et la scolarite des enfants. Sont ensuite indiqu6s l'estimation de ce coefficient calculee sur la base des variables instrumentales et le coefficient p du test d'exogeneite d'Hausman. Nous avons aussi inclus un critere supplementaire d'information qui permet d'evaluer les resultats des estimations par les methodes des MCO et du probit, A savoir: les estimations non corrigees (et potentiellement biaisees) se trouvent-elles dans un intervalle de confiance de 95 % situees de part et d'autre des estimations effectuees au moyen des variables instrumentales (qui sont plus sores mais moins precises)? Les resultats different quelque peu selon que l'on considere la fecondite ou la scolarite. S'agissant de la fecondite, les estimations non corrig6es semblent indiquer que la consommation par adulte a un effet positif et significatif sur la fecondite dans son ensemble. Cet effet varie en intensite selon que l'on considere les zones urbaines ou les zones rurales mais chaque estimation implique 1'existence d'un effet positif. Lorsque l'on estime ces coefficients par la methode des variables instrumentales, il s'avere qu'ils sont tous n6gatifs et non significatifs. D'une certaine maniere, et notamment dans les zones rurales, c'est Ia le resultat que l'on peut escompter si les enfants contribuent vraiment au revenu permanent de la famille. Lorsque ['on elimine la relation 64 de cause a effet de sens inverse exerce par la fecondite sur le revenu en ayant recours aux variables instrumentales, le revenu permanent lui-meme n'a manifestement aucun effet majeur sur la ftcondite. La situation est toutefois plus complexe que cette explication ne le laisse penser. Une observation plus attentive des regressions eftfectuees au moyen de variables instrumentales (qui ne sont pas pr6sentees ici) montre que le signe negatif des coefficients obtenus par cette methode tient essentiellement au fait qu'il existe une relation etroite et positive entre le degre d'instruction de la femme et le niveau de la consommation par adulte dans son menage. Dans l'equation structurelle de la ftcondite, il existe donc une forte correlation entre les niveaux calcules de la consommation et le degr6 d'instruction de la femme, de sorte que 1'eftet negatif direct de l'education sur la fecondite est reparti sur l'ensemble des coefficients de la consommation et de l'Mducation. C'est la une des manifestations du probleme de la multicolinearite mentionne precedemment. Par ailleurs, le tableau I de l'appendice montre que lorsque l'on specifie des equations de la f6condite distinctes pour les zones rurales et pour les zones urbaines, les coefficients produits par la methode des moindres carres non corrig6e et les coefficients donnes par la methode du probit se trouvent generalement a l'interieur de l'intervalle de confiance des estimations par la methode des variables instrumentales. La seule exception se produit lorsque l'on inclut dans ces instruments les moyennes de la consommation par grappe, mais dans ce cas la question du caractere exogene de l'instrument remet en cause la validite du test. Les leXons que nous pouvons tirer de ces tests, en ce qui concerne la fecondite, sont que I) il est necessaire d'utiliser des equations distinctes pour les zones urbaines et les zones rurales, ce qui paralt raisonnable dans tous les cas; et 2) 1'emploi de la methode des moindres carres ordinaires non corrigee et de celle du probit ne souleve pas de risque majeur. If est possible que les effets du revenu permanent soient surestimes par la m6thode non corrigee mais nous n'avons guere de raison de penser que les estimations produites par la methode des variables instrumentales sont plus proches de la realite. Les resultats relatifs aux equations de la scolarite corroborent dans l'ensemble ces conclusions. Les estimations par la methode des MCO non corrigee et par la methode du probit se trouvent generalement dans les intervalles de confiance des estimations par la methode des variables instrumentales (la encore, les exceptions etant plus probables dans Ie cas de la serie 6Margie des variables) et, dans une certaine mesure, contrairement a ce qui se passe pour la ftcondite, if ne semble pas que les coefficients produits par la methode des MCO non corrig6e ou la methode du probit soient sans aucun doute entaches d'un biais systematique vers le haut ou vers le bas. Si l'on decide de se fier a la serie de variables instrumentales qui inclue les mnoyennes par grappe de la consommation, les coefficients non corriges sont alors systematiquement sous-estimes. En resume, nous estimons que ces tests justifient dans une mesure suffisante la decision de ne pas utiliser de variables instrumentales pour rem6dier au caractere endogene de la consommation. S'il est vrai que l'hypothese de l'exogeneite n'est pas reellement confirm6e et que le risque qu'il existe un biais n'est pas totalement elimine, nous ne voyons toutefois aucune raison convaincante de donner la preterence a la methode des variables instrumentales. 65 Tableau 1 de l'appendice: Tests d'exog6n&Wt (du logarithme) de la consommation par adulte sans et avec inclusion des moyennes par grappe de la consommation parmi les variables instrumentales' Modele des variables instrumnentale (IV) Instruments qui exclul les moyennes Instruments qui inclut les tnoyennes de grappes de grappes3 Les Les Les coefficients estimations estimations non-corrigees Test non-corrigees Test non-corrigees sur (log) d Haus- se trouvent- d 'Haus- se trouvent- consomption man elles dans un man elles dans un par adulte2 Coefficient d 'exo- intervalle de Coefficient d 'exo- intervalle de (stat. de (stat. de g'neite confiance de (stat. de gene'le' confiance de Variable de'pendante Stluent) Stiudent) p-value 95% Student) p-value 95% Fecondite (OLS) F6condite cumulee 0,232 -0,228 0,02 1 Non -0,090 0,007 Non (4,32) (1,08) (0,67) Naissances pendant 0,114 -0,151 0,42 Non5 -0,105 0,006 Non les dernieres cinq (3,29) (1,19) (1,29) annees Fecondit6 cumulec 0,368 -0,303 0,064 Oui -0,233 0,001 Non rurale (4,51) (0,83) (1,04) Naissances rurales 0,066 -0,126 0,366 Oui -0,176 0,036 Oui pendant les demieres (1,27) (0,59 (1,37) cinq annees Fcondit6 cumule 0,083 -0,189 0,235 Oui 0,011 0,658 Oui urbaine (1,18) (0,79) (0,07) Naissances urbaiihes 0,166 -0,114 0,086 Oui -0,007 0,136 Oui pendant les dernieres (3,45) (0,71) (0,07) cinq annees Scolarisation (probit) Scolarisation cumulec 0,542 0,721 0,169 Oui 1,130 0,000 Non (11,66) (4,14) (9,61) Scolarisation a la 0,291 0,422 0,037 Oui 0,421 0,014 Oui pcriode en cours (11,64) (4,81) (7,06) Scolarisation rurale 0,593 1,196 0,005 Non 1,103 0,001 Non cumnule (10,05) (4,85) (7,05) Scolarisation rurale a 0,276 0,246 0,941 Oui -,384 0,180 Oui la periode en cours (8,54) (1,98) (4,88) Scolarisation urbaine 0,574 0,318 0,424 Oui 1,118 0,000 Non cumul6e (7.91) (1,36) (6,55) Scolarisation urbaine 0,347 0,570 0,009 Oui 0,458 0,025 Oui a la periode en cours (8,50) (4,55) (4,97) Notes: I. Les variables instrumnentales sont l'Age et le niveau d'instruction de la femme; son lieu de residence; la r6mun6ration quotidienne des travailleurs agricoles de sexe masculin, des indicateurs de la composition de la population active masculine, les prix enregistr6s a l'6chelon de la collectivitl, et des variables muettes pour l'annee de l'enquete. (Se reporter au tableau I du texte pour une d6finition de ces variables.) Le coefficient R2 produit par l'analyse de regression du logarithme de la consommation par adulte par rapport a cet ensemble de variables instrumentales est egale a 0,25; il passe a 0,35 lorsque l'on ajoute les moyennes de la consommation par grappe. 2. Du tableau 3, 4 et 5. 3. Pour chaque menagc i, la rnoyenne par grappe (du logarithme) de la consommation par adulte est calculc en faisant abstraction du niveau de la consommation du mrnage en question. 4. L'intervalle de confiance est donne par les valeurs estim&es du modele IV plus ou moins. 5. Cette estimation est trcs proche de la limite superieure de l'intervalle de confiance de la methode des variables instrumentales, soit 0,104. 66 RWfOrences "Fecondite et scolarisation des enfants en COte d'Ivoire: Is There a Tradeoff?" Ainsworth, M. 1990. "Socioeconomic Determinants of Fertility in Cote d'Ivoire." Living Standards Measurement Study Working Paper, No. 53. The World Bank, Washington, D.C. Ainsworth, M. 1992. "Economic Aspects of Child Fostering in CMte d'Ivoire." Living Standards Measurement Study Working Paper, No. 92. The World Bank, Washington, D.C. Ainsworth, M., and J. Munoz. 1986. "The Cote d'Ivoire Living Standards Survey: Design and Implementation." Living Standards Measurement Study Working Paper, No. 26. The World Bank, Washington D.C. Banque mondiale. 1988. Education in Sub-Saharan Africa: Policies for Adjustment, Revitalization, and Expansion. World Bank, Washington, D.C. ._1990. African Economic and Financial Data (On diskette.) Washington, D.C. . 1990b. 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Washington, D.C. 69 I Papier Numero 2 Fecondite et scolarisation des enfants au Ghana: Preuve de l'existence d'une relation entre la qualite et le nombre d'enfants Raylynn Oliver 71 Table des matieres Fcondite et scolarisation des enfants au Ghana: Preuve de I'existence d'une relation entre la qualite et le nombre d'enfants Resume .................................................... 73 Remerciements ........... . .. .. . .. .. . .. .. . .. . .. .. . .. .. . .. . .. . . 74 Introduction ............. .. .. .. .. .. .. ... .. .. .. .. .. .. .. .. ... .. .. . . 75 Modele 6conomique des d6cisions en matiere de fecondite et de scolarisation des enfants ..... . 77 Fdcondite et scolarisation au Ghana ........ .. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. . . . . . . . 80 Estimation et resultats ........... . .. .. . .. .. . .. .. . .. . .. .. . .. .. . .. . .. . . 84 Resultats de base .......... .. . .. .. . .. . .. . .. . .. . .. . .. . .. . .. . .. . . 88 R6sultats de base pour les echantillons urbains et ruraux ...... . . . . . . . . . . . . . . . . 91 Estimations tenant compte du prix de la scolarisation ...... . . . . . . . . . . . . . . . . . . 94 Conclusion ............. .. ... .. .. .. .. ... .. .. .. .. .. ... .. .. .. .. ... . 97 R6f6rences ............. ... .. .. ... .. .. .. ... .. .. ... .. .. .. ... .. .. . . 99 72 R&sum Elever la qualite des enfants en augmentant la scolarisation et en abaissant la fecondit6 comptent souvent au nombre des objectifs poursuivis par la politique publique en Afrique sub- saharienne. Des etudes faites dans d'autres parties du monde ont trouv6 qu'a un certain stade de la transition demographique, les parents commencent a reduire le nombre de leurs enfants afin d'augmenter l'investissement fait dans chacun d'entre eux. Certes, I'investissement le plus evident dans la qualite de l'enfant est la frequentation de 1'ecole. Cet article examine la relation entre la scolarisation des enfants et la fecondit6 au Ghana, en utilisant des donn6es d'enquete avec des variables demographiques et economiques dans les m6nages ainsi que des donnees au niveau de la communaute sur I'accbs a la scolarisation, pour verifier si cet "6change" entre la fecondite et la scolarisation des enfants existe et quelles sont les politiques les plus aptes a l'encourager. Le resultat le plus frappant est la grande influence de la scolarisation de la mere sur la diminution de la fecondite et l'augmentation de la scolarisation des enfants, et l'effet considerable previsible de la scolarisation des femmes dans l'enseignement secondaire, en particulier dans les zones rurales. Des augmentations du revenu du menage sont aussi associees a une fecondit6 reduite et un niveau plus eleve de scolarisation. Les resultats indiquent que des augmentations des frais de scolarite dans les ecoles locales augmenteront la f6condite, mais tres peu. Cependant, une augmentation des frais de scolarite est aussi associes avec une scolarisation plus elevee des enfants. Les implications politiques de ces r6sultats sont, premierement que la scolarisation des femmes peut atre un instrument puissant pour diminuer la fecondite et augmenter la frequentation de l'ecole par les enfants, et deuxiemement qu'augmenter le coct de la scolarisation n'aura pas d'influence notable sur la fecondite. 73 Remerciements Ce document s'inscrit dans le cadre du projet de recherche sur < Les determinants economiques et politiques de la fecondite en Afrique subsaharienne *, dirig6 par la Division Pauvret6 et ressources humaines du Departement de la recherche, Politiques de d6veloppement, et parraine par le Departement technique, Bureau regional Afrique. Les opinions qui y sont exprimees sont celles de l'auteur et ne refletent pas necessairement les orientations de la Banque mondiale ou de ses membres. L'auteur est trbs reconnaissant a Martha Ainsworth, Julie Anderson Schaffner et Mark Montgomery pour I'aide et le soutien qu'ils lui ont apportes. II remercie aussi John Pencavel, Anjini Kochar et les participants au seminaire de la Banque mondiale pour leurs precieux commentaires. 74 Introduction La scolarisation et la f6condite influent notablement sur la croissance et le d6veloppement economiques d'un pays. C'est pourquoi elles ont fait l'objet de programmes nationaux et de programmes de donateurs, surtout dans les pays en developpement. L'augmentation du nombre des ecoles et des effectifs scolaris6s enrichit le capital humain d'un pays. Les baisses de fecondite reduisent le risque de mortalit6 maternelle et juveni]e. En dehors de leur impact sur le developpement economique, la fecondite et la scolarisation ont des effets reciproques. De forts taux de croissance demographique compromettent les ef.brts entrepris par les gouvernements en vue d'am6liorer la qualite des etahlissements scolaires et les possibilites d'y acc6der. En freinant le taux d'accroissement de la population les programmes de planning familiale complementent les efforts directs d'augmenter la scolarisation. De leur cote, les progres r6alises en matiere de scolarisation renforcent aussi les effets des programmes de planning familial sur la baisse de la fecondite. Des 6tudes empiriques montrent que les femmes qui ont et scolarisees ont moins d'enfants et ont plus de chances d'avoir recours a la contraception.' Cette complementarite n'intervient, toutefois, qu'avee un decalage de plusieurs annees, lorsque les femmes ayant ben6ficie d'une scolarisation plus longue atteignent l'age de la procreation. Les modeles 6conomiques relatifs aux decisions en matiere de fecondite suggerent l'existence d'une autre complementarite, plus immediate. En effet, ce que l'on a fini par qualifier d'arbitrage entre la qualite et la quantite se manifeste lorsqu'une femme ddcide d'avoir moins d'enfants pour investir davantage dans chacun d'eux. Si les femmes operent un tel arbitrage, une reduction du prix de la scolarite, qui constitue un des aspects de l'investissemnent qualitatif effectue dans un enfant, peut favoriser un deplacement de la quantite vers la qualite. Cette idWe a et present6e par Becker (1960) pour expliquer les baisses de fecondite observees dans les pays d6veloppes. Elle peut avoir un effet plus sensible dans les pays en developpement ou le manque de d'etablissements scolaires limite souvent l'arbitrage. Nous examinerons ici l'ampleur de la compl6mentarit6 entre la scolarisation des enfants et la fecondite au Ghana sur la base, d'une part, de donn6es d'enquete englobant des variables demographiques et economiques sur les menages et, d'autre part, de donnees au niveau des collectivit6s sur l'acces a la scolarisation. Le Ghana constitue un cas interessant parce qu'il bhneficie de taux de scolarisation relativement eleves pour l'Afrique depuis l'independance et que, malgre tout, comme la plupart des pays de l'Afrique subsaharienne, ses taux de ftcondite demeurent eleves tandis que ceux d'utilisation de la contraception restent faibles. La methode d'analyse adopt6e s'inspire de celle utilisee par Montgomery et Kouame (1993) pour ,tablir l'existence d'un arbitrage entre la qualite et la quantite et fait appel a des donnees comparables a celles employees pour le pays voisin qu'est la C6te d'Ivoire. Montgomery et Kouame ont constat6 l'existence, dans les zones rurales de ce pays, d'une relation positive entre les taux d'inscription dans les etablissements scolaires, la scolarisation des enfants et la fecondite cumul6es, alors qu'ils ont ddcele une relation negative dans les zones urbaines. Malgre leur proximit6 g6ographique, la C6te d'lvoire et le Ghana ont des niveaux globaux de scolarisation des femmes et de fecondite tres differents. Les donndes concernant le Ghana contiennent aussi 1. Ainsworth (1990), Oliver (1994), parmi d'autres, illustrent cette interaction a l'aide de donnees provenant de I'Afrique subsaharienne. 75 des variables sur le prix de la scolarisation qui ne sont pas disponibles dans les donnees de la C6te d'Ivoire. Ces deux 6tudes devraient apporter un eclairage interessant sur l'existence possible d'un arbitrage. La Section 1I presente un modele economique des decisions en matiere de fecondite et de scolarisation des enfants. La Section III d6crit les niveaux de fecondite et de scolarisation et les donn6es concernant le Ghana. La Section IV presente l'estimation et les resultats. La Section V rapproche ces resultats de ceux de la Cote d'lvoire et d'autres pays avant d'en examiner les implications pratiques et de conclure. 76 ModMIe 6conomique des d6cisions en matibre de fcondit et de scolarisation des enfants Les modeles microeconomiques fondes sur les travaux precurseurs de Becker (1960) et Leibenstein (1957) postulent que les menages fixent le nombre d'enfants qu'ils veulent avoir dc maniere a maximaliser leur utilite dans la limite des contraintes que leur imposent leurs fonctions de production ainsi que le budget et le temps dont ils disposent. Ils veulent des enfants pour leur contribution au revenu familial et l'utilite qu'ils leur rendent. Ils mesurent ces avantages par rapport au coOt en temps et en biens mat6riels qu'impliquent les enfants. Le nombre d'enfants qu'ils souhaitent avoir est fonction de leur fortune et du revenu du menage ainsi que des prix en vigueur. Les menages peuvent aussi choisir d'investir plus ou moins dans l'alimentation, I'habillement, le logement, la scolarisation et la sante d'un enfant. Les modeles relatifs a la relation qualite-quantite font intervenir un argument qualitatif dans la decision des m6nages pour tenir compte du fait que le coOt d'un enfant peut varier considerablement en fonction de l'investissement que chaque menage choisit de faire dans la ' qualite * de l'enfant. En negligeant l'aspect qualitatif d'un produit, on risque de fausser les estimations de la demande de ce produit en termes de quantite et if est permis de penser que ce principe s'applique aussi aux enfants.2 Ce qui nous interesse ici c'est la demande d'enfants. Si les enfants etaient des biens comme les autres et s'ils exigeaient un niveau predetermine d'investissement, les familles aisees souhaiteraient avoir davantage d'enfants que les families pauvres. Or, cette hypothese ne se verifie pas systematiquement comme le prouve l'existence d'une relation inverse qualite-quantite en vertu de laquelle les familles plus fortunees consacrent davantage d'argent aux enfants non pas en ayant des familles plus nombreuses, mais en depensant plus par enfant et en ayant souvent meme moins d'enfants. La femme maximalise son utilite, U, qui est fonction du nombre d'enfants, C, de la qualite des enfants, Q, de la consommation des produits marchands, X, du temps libre, L ainsi que de ses goOts, a (equation 1). Les enfants exigent du temps de leur mere, Tc et des produits marchands, Xc. Le temps qu'une femme peut consacrer aux activites commerciales, TM, a I'education de ses enfants et aux loisirs ne peut depasser le temps total dont elle dispose, n1 (equation 2). L'utilite est optimis6e sous reserve des contraintes du temps et des revenus disponibles (equations 2 et 3). Le prix des biens de consommation, Px, est multiplie par la somme des biens marchands pour le m6nage et necessaires a la production d'enfants, tandis que le prix des elements qualitatifs, pQ, est multiplie par la qualite atteinte pour chaque enfant et le nombre d'enfants. La somme des depenses doit egaler celle des revenus tires de la vente de temps sur le marche, w-TM et du revenu exogene, Y. max U = U(C,Q,X,L;u) (1) TM + C-Tc + L = n (2) pX(X + CXC) + pQ Q-C = W TM + Y (3) 2. Theil (1952) examine les distorsions theoriques qu'entraine 1'exclusion des aspects qualitatifs. 77 La demande d'enfants et la demande de qualite peuvent ensuite etre exprimees sous la forme de fonctions des variables exogenes suivantes: prix, Px et pQ, salaires, w, et revenu exogene des menages, Y. C = C(pX,pQ,w,Y;A) ................ (4) Q = Q(PX,PQ,W,Y;4) ................ (5) Ces deux equations seront estimees, plus loin, dans la section empirique. Elles sont a forme reduite du fait que les deux variables (le nombre d'enfants et leur qualite) sont choisies conjointement et sont fonction des memes variables exogenes. Le modele ne pose pas comme postulat l'existence d'une relation de cause a effet entre le nombre et la qualit6 d'enfants - les menages ne decident pas d'avoir moins d'enfants parce qu'ils d6pensent davantage pour leur 6ducation, pas plus qu'ils ne decident de consacrer davantage de ressources a la scolarisation de leurs enfants parce qu'ils en ont moins. Ces deux types de decision sont plut6t prises sur la base du critere de l'utilite optimale, dans les limites imposees par le revenu disponible compte tenu des prix en vigueur. Considerons l'impact attendu des variables exogenes sur le nombre et la qualite d'enfants. Une hausse du prix des autres biens entrainera un accroissement de ]a demande d'enfants et du niveau de qualite escompte du fait que les femmes seront moins dispos6es a acheter des biens de consommation. Elle aura aussi, toutefois, pour effet de reduire le revenu pouvant etre consacr6 a tous les elements necessaires a la fonction d'utilite. La demande d'enfants sera en outre directeme,it affectee a la baisse par l'accroissement des depenses de leur production. On suppose en g6neral que l'effet de substitution est moindre que l'effet negatif sur le revenu joint a l'effet de hausse des coits qu'impliquent les enfants, et qu'une augmentation du prix des autres biens aura un effet net negatif sur le nombre et la qualite d'enfants. Le prix de la qualite doit reduire la demande de qualite; les effets de revenu et de substitution s'exercent dans le mame sens. L'effet de pQ sur la demande d'enfants n'est pas determinant. L'effet de revenu sera negatif de meme que l'effet du coct des enfants, mais ils seront contrebalances par un effet de substitution positif. L'incidence du salaire d'une femme sur la demande d'enfants n'est theoriquement pas determinante. Elle peut aussi se diviser entre un effet de revenu et un effet de substitution. Si le salaire d'une femme augmente, il devient plus coiteux pour elle d'avoir des enfants. L'effet de substitution du coct des enfants sur la demande d'enfants est indubitablement negatif. Cependant, lorsque le salaire d'une femme augmente, son revenu peut aussi augmenter. La faqon dont cet accroissement de revenu affectera le nombre d'enfants variera selon les enfants sont ou non des biens ordinaires. L'effet net observe est generalement negatif. Par contre, 1'effet presum6 du salaire d'une femme sur la quaJite des enfants est positif, de meme que les effets de revenu et de substitution attendus. A supposer que le salaire des femmes et les prix soient maintenus constants, un accroissement du revenu exogene devrait se traduire par une augmentation du nombre et de la qualite d'enfants. Les etudes empiriques montrent toutefois souvent que la demande d'enfants diminue lorsque le revenu augmente. Les effets attendus des variables exogenes sur le nombre d'enfants et la qualite d'enfants sont resumes par les signes figurant au-dessus des equations 6 et 7. 78 - + - + C = C(pX, PQ, W, Y; A) (6) Q = Q(pX, PQ, W, Y; jI) (7) Montgomery et Kouame (1993) suggerent que si l'effet estime des differentes variables exogenes sur la demande d'enfants est oppos6 a leur effet estime sur la demande de qualite, on peut y voir la preuve de 1'existence d'un arbitrage entre la qualit6 et la quantite. Cela va dans le sens de l'interpr6tation de Becker pour qui la qualite et la quantit6 se substituent l'une a l'autre. Dans ce scenario, il est possible que les families pour qui la scolarisation est plus coOteuse aient une fecondite plus elevee. Cependant, comme le montre la presentation des equations 6 et 7, seuls les signes relatifs au salaire des femmes semblent devoir etre opposes. Par exemple, si la scolarisation des enfants et le nombre d'enfants par famille sont complementaires et si la scolarisation est consider6e comme un aspect essentiel d'un enfant, une augmentation de son prix pourrait faire baisser la demande d'enfants, les parents etant soucieux d'assurer la scolarisation de chacun de leurs enfants. L'experience du Kenya corrobore cette idee de l'importance de la relation qualit6/quantite dans la reduction de la f6condit6. Kelley et Nobbe (1990) trouvent, en effet, que I'accroissement du coat de la scolarisation explique, en partie, la baisse de fecondite observ6e dans ce pays. Plusieurs aspects du processus de d6cision des menages en Afrique subsaharienne sont susceptibles d'affaiblir le caractere predictif du modele neoclassique presente plus haut. Dans son analyse de la f6condite au Kenya, Gomes (1984) rejette l'hypothese de l'egalite des d6penses consacrees a chaque enfant. Elle indique qu'il est frequent que davantage de ressources soient consacrees a l'ainm des enfants pour lui assurer une bonne education; les cadets etant plus d6favoris6s jusqu'a ce que l'am6 puisse contribuer au revenu familial. A ces diff6rences dues a l'ordre de naissance viennent s'ajouter des discriminations importantes selon qu'il s'agit de filles ou de garcons. Les taux de scolarisation des filles au niveau du primaire sont inferieurs de 15 % en moyenne a ceux des garcons en Afrique subsaharienne (Banque mondiale, 1993a). Les types d'investissement que peut faire la majorit6 des menages, en Afrique subsaharienne, different aussi de ceux qui peuvent etre effectues par les parents dans les pays d6veloppes. Lorsque le niveau total des depenses est faible, une part importante des depenses sur les enfants est consacree a assurer aux enfants un niveau de subsistance qui est etroitement lie a celui des parents. Enfin, le modele economique exposd plus haut n'envisage pas la possibilit6 que le nombre d'enfants ou la qualite d'education voulus puissent atre obtenus autrement que par une modification de la fecondit6 et des d6penses. En Afrique subsaharienne, le placement des enfants en dehors de leur famille naturelle est tres repandu (Ainsworth, 1992). Les enfants sont, en effet, souvent envoyes vivre chez des menages apparentes pour y travailler, avoir acces a des ecoles ou a d'autres possibilit6s et, parfois, pour reduire la charge financiere qu'ils repr6sentent pour leurs parents naturels. Ce mecanisme efficace et generalis6 de partage des coflts et des avantages attdnuera les resultats predits par le modele sans en modifier toutefois les signes. 79 Fkondite et scolarisation au Ghana 11 est utile de considerer le contexte dans lequel les d6cisions en matiere de fecondite et de scolarisation sont prises pour justifier les specifications empiriques et interpreter les resultats pr6sent6s dans la Section IV. Cette section offre une description generale des niveaux de fecondite ainsi qu'un historiquedes politiques appliquees par le Ghana sur le plan demographique et en matiere d'education. Le Ghana a et l'un des premiers pays de I'Afrique subsaharienne a adopter une politique globale visant a reduire les taux de croissance demographique (Ghana, 1969). Dans le cadre de cette politique, il a lance, en 1970, un Programme national de planning familial qui est devenu le pivot des efforts entrepris par le pays en vue de reduire les taux de croissance demographique. En 1989, Owusu et al. ont estime que z rien ne laissait supposer l'existence, dans le pays, d'une opposition vraiment s6rieuse a la planification familiale pour des raisons politiques ou religieuses *. Par cette politique, le Ghana se demarque nettement de la plupart des autres pays africains qui, jusqu'a une date recente, ont surtout pratique des politiques natalistes. De ce fait, la disponibilit6 et la connaissance des methodes modernes de contraception y sont relativement elevees. Les contraceptifs sont facilement disponibles dans les pharmacies et les services sanitaires de tout le pays. Des services de planning familial sont accessibles dans l'etablissement sanitaire le plus proche pour 55 % de la population et, dans la pharmacie la plus proche, pour 81 % des menages (Enqukte sur le niveau de vie au Ghana, 1988-89). Les pilules contraceptives peuvent Wtre achetees sans ordonnance medicale. Les trois quarts des femmes disposent d'une source de contraceptifs modernes dans un rayon de 5 miles (8,4 kilometres) autour de leur domicile et 82 % des femmes connaissent au moins une methode moderne de contraception (Oliver, 1994). Les avortements sont l6galement autorises pour un large eventail de raisons medicales, juridiques et socio-economiques. Les seules restrictions imposees sont que le consentement du mari est n6cessaire et que l'intervention doit etre pratiquee par un m6decin (Scribner, 1994). La taille des familles et la ftcondite globale demeurent malgre tout elev6es au Ghana et les taux d'utilisation des contraceptifs y demeurent faibles. Le Tableau I presente les indices synthetiques de f6condite, ventiles sur la base du lieu de residence actuel et de la scolarite accomplie par les femmes. 11 fait apparaitre de profondes variations entre les groupes. Les femmes residant en zone urbaine et ayant beneficie de quelques annees d'enseignement secondaire ont un indice synthetique de fecondite de 3,3, alors que celui des femmes des zones rurales qui n'ont jamais ete scolarisees est, en moyenne, de 7,4. L'indice moyen est de 6,3 pour l'ensemble des femmes ghaneennes, ce qui est nettement superieur a ceux de 2,7, 3,1 et 4,2 observes, respectivement, en Asie de l'Est, en Amrnique latine et en Asie du Sud (Banque mondiale, 1993a). Vingt-sept pour cent des femmes ayant cohabite ont utilise une methode moderne de contraception au moins une fois, 33 % utilisent actuellement une forme de contraception, mais 6 % seulement utilisent actuellement une methode moderne de contraception (Oliver, 1994). Ces taux sont tres nettement inferieurs aux taux d'utilisation de la contraception de 70 et de 40 %, observes dans les pays occidentaux et les pays asiatiques, respectivement, mais ils sont superieurs 80 Tableau 1: Indices synthetiques de ftconditJ au Ghana, 1987-1989 Autres zones Ghana Accra/Koumassi urbaines Zones rurales Aucune scolarite 7,02 5,42 6,14 7,36 1-10 ans d'etudes 5,88 4,23 5,05 6,65 Plus de 10 ans d'6tudes 3,24 3,28 3,70 3,05 Ensemble des femmes 6,25 4,14 5,32 6,96 Note: L'indice synth6tique de fecondite correspond au nombre d'cnfants qu'une femme est en mesure d'avoir si elle survit a la phase reproductive de sa vie et a des enfants en respectant, a chaque age, le taux de fecondite actuel de sa tranche d'age. Les indices synthetiques de f6condit6 de 1'echantillon ont ete calcules a partir du nombre d'enfants mis au monde au cours des cinq dernieres annres par des femmes reparties entre des cohortes de cinq ans. Source . Enquete sur le niveau de vie au Ghana, 1987-88 et 1988-89. a ceux prevalant dans les autres pays de l'Afrique subsaharienne. Le taux d'utilisation de la moindre methode de planning familial est, en effet, inf6rieur a 10 % dans ces pays, a l'exception du Kenya, du Botswana et du Zimbabwe. Le Ghana est devenu independant en 1957. Apres une decennie de prosperite economique et de politiques axees sur l'education, le Ghana a pris la tate des pays de I'Afrique subsaharienne tant en ce qui concerne les effectifs scolaris6s que la qualite de 1'enseignement dispense a la fin des annees 60.3 Cette situation s'est radicalement modifiee sous 1'effet d'un ralentissement de I'activit6 economique et d'une reduction considerable de la part du PNB consacree a l'education. Au debut des ann6es 80, les fonds n6cessaires a l'achat de manuels scolaires manquaient, la qualit6 des enseignants avait flechi et, dans les zones rurales, les effectifs de l'enseignement primaire etaient, dans leur grande majorit6, totalement illettres lorsqu'ils arrivaient en fin de scolarite. Le point le plus bas a ete atteint en 1984 et, depuis, la qualite de l'enseignement ainsi que le nombre des effectifs scolarises ont commence a s'ameliorer. Dans le cadre du systeme scolaire ghaneen, apres six ans d'ecole primaire, les eleves entrent dans une ecole moyenne (septieme a dixieme annee d'etudes) ou passent un examen qui leur permet de commencer 1'enseignement secondaire. Bien que la frequentation des ecoles primaires et moyennes soit obligatoire, leurs effectifs sont loin de representer la totalite des enfants d'Age scolaire. L'enseignement secondaire implique cinq annees d'etudes, a l'issue desquelles les eleves doivent passer les examens du Competitive General Examination (CGE) au - niveau ordinaire * (O level) puis, deux ans plus tard, au z niveau avanc6 * (A level). Les eleves qui reussissent les examens du K niveau avance * peuvent entrer dans l'une des trois universites du pays. 11 existe aussi des ecoles commerciales, professionnelles et normales. Les taux d'inscription dans les ecoles du Ghana figurent parmi les plus eleves d'Afrique, bien qu'ils soient faibles par rapport a ceux des pays ayant des niveaux de PNB comparables. 3. Glewwe (1994) decrit le systeme educatif du Ghana et la qualite des elements mis en oeuvre dans son analyse approfondie des avantages des investissements dans la qualite de 1'enseignement. 81 Tableau 2. Scolarisation des femmes au Ghana Pourcentage de non n Annees moyennes de scolaritM scolarisation 15-19 ans 788 5,2 32 20-24 ans 932 5,6 35 25-29 ans 931 5,3 38 30-34 ans 777 5,3 38 35-39 ans 521 4,3 51 40-44 ans 369 3,0 65 45-50 ans 401 1,7 77 Ensemble des femmes 4719 4,7 43 % Source.: Enquete sur le niveau de vie au Ghana, 1987-88 et 1988-89. Les taux bruts totaux d'inscription dans 1'enseignement primaire et l'enseignement secondaire dtaient, respectivement, de 73 et 39 % en 1988, contre 67 et 18 % dans l'ensemble de I'Afrique subsaharienne.4 Les taux d'inscription dans les ecoles primaires avaient culmine a 80 % en 1980, avant de flechir sous l'effet de la crise economique et de la diminution de la part du PNB consacree a l'education (Tansel, 1992). On trouve des ecoles primaires dans la plupart des villes du pays; 90 % des menages habitent a moins d'un mile (1,7 kilometres) d'une ecole primaire, mais la qualite des installations, des fournitures et des enseignants varie considerablement. Soixante-dix pour cent des menages disposent d'une ecole moyenne dans un rayon de deux miles (3,3 kilometres) autour de leur domicile, mais 25 % d'entre eux seulement se trouvent aussi proches d'une ecole secondaire. Les Tableaux 2 et 3 reprennent les niveaux de scolarisation indiqu6s, pour ]es femmes et les enfants, dans l'Enquate sur le niveau de vie au Ghana. Le nombre moyen d'annees d'ecole accomplies est de 4,7 pour les femmes agees de 15 a 50 ans. C'est pour les femmes agees de 20 a 24 ans qu'il est le plus fort avec un niveau de 5,6 annees. Le pourcentage des femmes n'ayant jamais e scolarisees tombe de 77 % pour les femmes de plus de 44 ans a 32 % pour celles de 15 a 19 ans. La duree moyenne de la scolarite accomplie est de 3,4 ans pour les jeunes de 4 a 30 ans. Elle est de 7,0 ans pour ceux qui ont acquis un certain niveau d'instruction mais qui ne frequentent plus les etablissements scolaires. C'est pour les enfants de 10 et 11 ans que le pourcentage de scolarisation en cours est le plus eleve (76 %) et pour les jeunes de 20 a 30 ans qu'il est le plus faible (11 %). Le pourcentage d'enfants jamais inscrits dans un etablissement 4. Les taux bruts d'inscription dans les ecoles primaires correspondent au rapport des 61eves a la population des enfants d'age scolaire. Les taux bruts d'inscription peuvent depasser 100 % dans les pays ob la scolarisation est universelle, du fait que certains eleves peuvent sortir dans un sens ou dans l'autre de la fourchette d'age correspondant normalement I la frequentation de l'ecole primaire dans le pays considere. 82 Tableau 3: Scolarisation des enfants au Ghana Jamais Scolarite Durge moyenne de la Actuellement inscrits interrompue scolarite rpour ceux qui lont n inscrits (%) f%) (%) interro,npue) 4-7 ans 1946 50,4 39,6 10,2 1,7 8-9 ans 1169 74,3 21,7 3,9 2,3 10-11 ans 897 75,9 18,7 5,4 2,5 12-13 ans 884 71,4 18,8 10,0 3,4 14-15 ans 704 65,3 21,2 13,6 5,0 16-17 ans 580 47,8 22,6 29,8 6,1 18-19 ans 482 33,2 24,3 42,5 7,3 20-30 ans 1218 10,8 25,2 64,0 8,6 Ensemble des 7880 53,2 20,7 26,2 7,0 enfants Source . Enquete sur lc niveau de vie au Ghana, 1987-88 et 1988-89. scolaire est le plus fort pour les enfants ages de 4 a 7 ans. De nombreux enfants ne vont pas a l'ecole, au Ghana, avant l'age de 7 ou 8 ans. Le systeme scolaire ghaneen differe de celui de la CMte d'Ivoire a plusieurs egards. La dur6e moyenne de la scolarisation et le pourcentage d'enfants actuellement inscrits dans les ecoles sont plus eleves au Ghana. A la difference de ce qui se passe en Cote d'lvoire, il est tres rare qu'une classe soit redoublee au Ghana. En dehors de l'examen de passage dans le secondaire, les eleves passent d'une classe a l'autre, quels que soient les progres scolaires accomplis, et le niveau atteint ne temoigne pas n6cessairement de I'acquisition de comp6tences. Les donnees utilisees dans la presente etude proviennent des deux annees de l'Enquete sur le niveau de vie au Ghana, menee par le Service statistique ghan6en en 1987-88 et 1988-89 avec l'aide de la Banque mondiale. Les donnees relatives a I'Enquete sur le niveau de vie au Ghana, de meme que la strategie adoptee pour le choix de 1'echantillon et la collecte des informations, sont d6crites dans le document de la Banque mondiale (1993b). Ces enquetes ont permis de reunir de tres nombreuses informations sur la sante, I'education, 1'emploi et le revenu des membres des menages. Des donnees ont aussi &6 collectees sur les migrations, le travail independant, la consommation et l'exploitation agricole. Une femme a et6 choisie au hasard parmi les femmes de 15 a 50 ans de chaque m6nage pour repondre a la section du questionnaire consacree a la fecondite. Cette section couvrait a la fois une histoire des naissances de cette femme, sa connaissance de la contraception, son recours aux moyens contraceptifs ainsi que les circonstances de la naissance de son dernier enfant. Plus de 3.000 menages appartenant a 200 grappes choisies au hasard et representatives de l'ensemble du pays ont ete etudies chaque annee. L'enquete de 1988-89 a et compl6t6e par une enquate scolaire portant sur les ecoles primaires et moyennes de la moitie des grappes. Celle-ci a permis de reunir des informations sur les etablissements scolaires, la qualification des enseignants ainsi que sur les frais annuels de scolarite, ce qui s'est reve1l particulierement utile pour notre etude. 83 Estimation et r6sultats La methodologie que nous allons utiliser est decrite de facon ddtaill6e dans Montgomery et Kouame (1993). Les decisions en matiere de fdcondite et de scolarisation des enfants sont supposees etre prises simultandment et atre soumises a la mame sdrie de variables exogenes. Nous 6tablirons des estimations pour la serie suivante d'equations a forme reduite: F = X B'F + Zn2 F + Vn3 F + HF Si = XBIS + Zn2s + Wji31 + Vn3F + iUSi pour tous les enfants i d'un menage. F mesure la fecondite de la femme et Si le niveau de scolarite de son nieme enfant, X, Z et V representent, respectivement, les caracteristiques de cette femme, de son menage et de la collectivite a laquelle elle appartient et W; corresponde aux particularit6s de 1'enfant eonsid&r6. La premiere equation est estimee pour une femme agee de 15 a 50 ans, choisie dans chaque menage. La serie complete de donnees, y compris celles d'ordre 6conomique et celles concernant l'emploi et les depenses, a c6te des informations relatives A la composition des m6nages, a la feconditd et aux collectivites est disponible pour 4.625 femmes.5 Les equations S sont estimees pour tous les enfants vivants, agds de 5 a 30 ans au moment de 1'enquete.6 7 Deux indicateurs de la fdcondite seront estim6s ici. Le premier, celui du nombre d'enfants n6s vivants, permet de mesurer la fecondite cumul6e, c'est-a-dire le nombre d'enfants qu'elle a mis au monde au cours de sa vie, y compris ceux qui sont morts peu apres leur naissance. Parce qu'il porte sur des femmes de tous ages, cet indicateur ne permet pas de mesurer la fdconditd complete d'une femme. II faut tenir compte de son age pour determiner ou elle se trouve dans la phase reproductive de sa vie et, de ce fait, les effets des cohortes de naissances ne peuvent etre evalues s6par6ment. Le nombre d'enfants nes vivants est une variable non negative discrete. Les estimations effectudes a I'aide de la methode ordinaire des moindres carres ne sont pas 5. Sur les 6.328 menages enquetes durant les ann&s de 1987-88 et 1988-89 de l'Enquete sur le niveau de vie au Ghana, 25 % (1.582) ne comptaient aucune femme agee de 15 a 50 ans. En outre, 121 m6nages ont dl etre exclus en raison d'ecarts trop importants et d'une insuffisance des donnees les concernant. 6. Sur les 4.625 femmes considerees, 964 n'avaientjamais eu d'enfant. L'enquate a recense la naissance de 14.774 enfants, dont 12.279 etaient encore vivants et 9.517 etaient ages de 4 a 30 ans au moment ou elle a ete menee. Les donnees concernant leur scolarisation n'ont pas pu atre etablies pour 1.473 enfants, tandis que 164 autres enfants ont dC atre exclus des statistiques par manque d'autres informations. L'bchantillon tient compte des enfants d'une femme qui ne vivent pas dans son foyer mais non pas de ceux d'une autre femme qui vivent avec elle. L'echantillon ainsi constitue compte 7.880 enfants. 7. 11 n'a pas e etabli d'equations concernant la scolarisation pour les femmes n'ayantjamais eu d'enfants. 11 n'a pas e tenu compte non plus de la scolarisation potentielle des enfants de femrnes qui n'ont pas encore eu d'enfants. Pitt et Rosenzweig (1991) se sont interesses au probleme de selIection et au biais potentiel de selectivite Uies a ces deux &quations. S'ils ont confirme 1'existence du probleme de selection, ils n'ont trouve que peu d'indications d'un biais de selectivit6. Nous n'avons effectu6 ici aucune correction a ce titre. 84 rationnelles, mais leurs resultats sont faciles a interpreter et ne different pas notablement de ceux avances par un modele de probit ordonnd. Le second indicateur de la fecondite permet de mesurer la f6condite r6cente et il est egal a I si la femme a accouche au cours des cinq dernieres ann6es, que l'enfant ait ou non survecu. La encore, il faut tenir compte de I'age de la femme pour compenser les variations du taux de natalite au cours de la phase procreative de sa vie. Cet indicateur permet toutefois de mesurer les decisions en matiere de fecondit6 prises par toutes les femmes pendant une periode specifique. Nous rapprocherons les estimations du probit de la variable binaire des estimations du nombre d'enfants nes de la femme en question, obtenues grace a la methode ordinaire des moindres carres. De meme, deux indicateurs de la scolarisation des enfants feront l'objet d'estimations, a savoir: le nombre d'annees de scolarit6 effectue par chaque enfant et une variable binaire refletant si l'enfant est ou non inscrit au moment de l'enquete. L'echantillon porte sur des enfants de 4 a 30 ans. Comme dans le cas de la fecondite cumulee, on ne peut pas savoir le nombre d'annees d'etudes que les plus jeunes enfants pourront avoir accompli a la fin de leurs etudes. Il faut faire intervenir l'age de l'enfant pour pouvoir tenir compte de l'eventualite d'une interruption de sa scolarite. Nous estimerons la scolarisation cumulee a l'aide de la methode ordinaire des moindres carres et nous comparerons les resultats obtenus avec ceux des estimations du probit concernant l'inscription scolaire a la date de l'enquate. Les definitions des variables sont donnees, dans le Tableau 4, pour 1'echantillon des femmes et, dans le Tableau 5, pour celui des enfants. Les variables au niveau du menage comprennent les depenses de consommation du menage, le niveau d'instruction et l'age de la femme consideree, ainsi que la langue parlee par le chef du menage (qui sert d'indicateur du groupe ethnique auquel il appartient). II n'est tenu compte d'aucune donnee afferente au statut matrimonial de la femme ou au nombre d'epouses composant le m6nage, car les decisions concernant le mariage sont considerees comme inherentes a celles concernant la fecondite. Cinq types de lieu de residence au moment de l'enquete sont envisages : Accra/Koumassi, Autres zones urbaines, Zone cotibre rurale, Zone forestiere, Savane. Le coOt de la vie et l'acces aux services sociaux varient sensiblement entre ces zones. D'autres specifications introduisent la disponibilite de scolarisation offertes au niveau de chaque collectivit6 et des coOts impliques. L'age et le sexe sont les caracteristiques retenus au niveau de chaque enfant. Les depenses de consommation des menages sont utifisees comme variable repr6sentative du revenu permanent. Elles couvrent la totalite de leurs depenses, la valeur locative de leur logement, la valeur d'usage des biens durables ainsi que la valeur marchande de leur production.' Le logarithme des ddpenses totales de chaque menage (en cedis), divise par le nombre d'adultes (ages de 16 ans et plus) que compte le menage, et le carre des depenses par 8. La variable des depenses des m6nages englobe les depenses lies a la scolarisation. II en resulte une correlation potentielle. Cependant, les depenses consacrees a la scolarisation ne repr6sentent en moyenne que 0,2 % de l'ensemble des d*penses des menages. II serait en outre inappropri6 d'exclure les frais de scolarisation puisque les depenses des menages servent a mesurer le niveau de ressources dont ceux-ci disposent. 85 Tableau 4. Moyennes et gcarts types des variables: echantillon des femmes Ensemble desfemmes Femmes des zones Femmes des zones urbaines n = 4.625 rurales n = 1.571 n = 3.054 Variable Moyenne Ecari type Moyenne Ecart type Moyenne Ecart type Variables dependantes ENFANTS NES VIVANTS 3,203 2,818 3,424 2,905 2,773 2,589 NAfSSANCE, 5 DERNIERES 0,621 0,485 0,660 0,474 0,545 0,498 ANNEES Scolarisation de la femme AUCUNE 0,433 0,495 0,504 0,500 0,295 0,456 ECOLE PRIMAIRE 0,160 0,367 0,167 0,373 0,148 0,355 ECOLE MOYENNE 0,357 0,479 0,309 0,462 0,451 0,498 ECOLE SECONDAIRE 0,050 0,217 0,020 0,141 0,106 0,308 Log(DEPENSES)' 11,599 0,267 11,549 0,268 11,695 0,236 Log(DEP.) AU CARRE 135,099 6,123 133,920 6,131 137,392 5,417 ANNEE 1 0,508 0,500 0,487 0,500 0,549 0,498 ANNEE 2 0,492 0,500 0,514 0,500 0,451 0,498 Lieu de residence actuel ACCRAtKOUMASSI 0,101 0,302 - -- 0,298 0,457 AUTRES ZONES URBAINES 0,238 0,426 -- -- 0,702 0,457 ZONE COTIERE RURALE 0,151 0,358 0,228 0,420 -- -- ZONE FORESTIERE RURALE 0,321 0,467 0,486 0,500 -- -- SAVANE RURALE 0,189 0,391 0,286 0,452 -- -- Langue du chef du menage AKAN 0,486 0,500 0,498 0,500 0,463 0,499 EWE 0,159 0,366 0,154 0,361 0,169 0,375 GA 0,075 0,263 0,049 0,216 0,125 0,331 DAGBANI 0,033 0,178 0,036 0,186 0,027 0,161 HAOUSSA 0,021 0,143 0,005 0,070 0,052 0,222 NZEMA 0,011 0,102 0,010 0,102 0,011 0,103 AUTRE 0,215 0,411 0,247 0,431 0,153 0,360 Age de la femme 15-19 ans 0,166 0,372 0,174 0,379 0,150 0,357 20-24 ans 0,198 0,398 0,200 0,400 0,193 0,395 25-29 ans 0,197 0,398 0,193 0,395 0,205 0,404 30-34 ans 0,165 0,371 0,155 0,362 0,184 0,388 35-39 ans 0,114 0,317 0,107 0,309 0,126 0,332 40-44 ans 0,078 0,268 0,079 0,269 0,076 0,265 45-50 ans 0,084 0,278 0,093 0,290 0,066 0,249 La variable utilis6e dans 1'estimation est le logarithme des depenses des menages par adulte. Le nivcau moyen des dpepnses totales des menages est de 313.600 cedis, soit environ 1.363 dollars. 86 Tableau 5. Moyennes et 6carts types des variables. tchantillon des enfants Ensemble des enfants Enfants des zones rurales Enfants des zones urbaines n = 7.880 n = 5.384 n = 2.496 Variable Moyenne Ecart type Mayenne Ecart type Moyenne Ecart type Variables dependantes ANNEES D'ETUDES ACCOMPLIES 3,373 3,958 3,124 3,868 3,910 4,095 INSCRIPTION DANS UNE ECOLE 0,532 0,499 0,483 0,500 0,638 0,481 Scolarisation de la mere AUCUNE 0,569 0,495 0,627 0,484 0,443 0,497 ECOLE PRIMAIRE 0,142 0,349 0,140 0,347 0,146 0,353 ECOLE MOYENNE 0,261 0,439 0,218 0,413 0,353 0,478 ECOLE SECONDAIRE 0,029 0,167 0,015 0,121 0,058 0,234 Log(DEPENSES) 11,606 0,264 11,569 0,263 11,686 0,249 Log(DEP.) AU CARRE 135,269 6,034 134,379 5,971 137,189 5,716 ANNEE 1 0,498 0,500 0,482 0,500 0,534 0,499 ANNEE 2 0,502 0,500 0,518 0,500 0,466 0,499 Lieu de residence actuiel ACCRAIKOUMASSI 0,081 0,274 -- -- 0,257 0,437 AUTRE ZONE URBAINE 0,235 0,424 -- -- 0,743 0,437 ZONE COTIERE RURALE 0,147 0,355 0,216 0,411 -- -- ZONE FORESTIERE RURALE 0,349 0,477 0,511 0,500 -- -- SAVANE RURALE 0,187 0,390 0,273 0,446 -- -- Langue dti chef dii menage AKAN 0,483 0,500 0,508 0,500 0,428 0,495 EWE 0,160 0,367 0,512 0,359 0,178 0,383 GA 0,063 0,244 0,039 0,194 0,115 0,320 DAGBANI 0,030 0,170 0,030 0,171 0,028 0,166 HAOUSSA 0,030 0,170 0,008 0,088 0,077 0,267 NZEMA 0,011 0,103 0,011 0,106 0,010 0,098 AUTRE 0,224 0,417 0,252 0,434 0,163 0,369 Age et sexe de 1'enfant SEXE FEMININ 0,479 0,500 0,473 0,499 0,492 0,500 SEXE MASCULIN 0,521 0,500 0,527 0,499 0,508 0,500 5-7 ANS 0,247 0,431 0,249 0,433 0,242 0,428 8-9 ANS 0,148 0,355 0,149 0,356 0,147 0,355 10-11 ANS 0,114 0,318 0,111 0,314 0,121 0,326 12-13 ANS 0,112 0,317 0,112 0,316 0,112 0,316 14-15 ANS 0,089 0,285 0,086 0,280 0,097 0,297 16-17 ANS 0,074 0,261 0,075 0,263 0,071 0,256 18-19 ANS 0,061 0,240 0,059 0,235 0,067 0,250 20-30 ANS 0,155 0,362 0,160 0,367 0,143 0,350 La variable utilis&e dans l'estimation est le logarithme des depenses des mdnages par adulte. Le niveau moyen des depenses totales des menages et de 313.600 cedis, soit environ 1.363 dollars. 87 adulte sont utilises comme variables explicatives.9 Il n'existe pas d'indicateur purement exogene du revenu permanent. En raison du caractere endogene de la consommation, les depenses des menages et leur carre sont estimes sur la base de la scolarit6 accomplie par le chef du menage et de la categorie professionnelle a laquelle il appartient. Les estimations presentees ci-apres utilisent la prediction des depenses de consommation par adulte. II est souvent fait observer que les decisions des menages varient notablement selon qu'ils habitent en zone urbaine ou en zone rurale. La validite de cette remarque a ete confirmee, dans le cas du Ghana, pour les decisions en matiere de recours a la contraception et de f6condite (Oliver, 1994) et, dans celui de la Cote d'lvoire, par Montgomery et Kouame (1993) dans leur analyse de I'arbitrage entre qualite et quantite. C'est pourquoi, apres avoir presente les estimations concernant l'ensemble de l'echantillon, nous estimerons separement les sous- echantillons urbains et ruraux. Des tests seront effectues pour deceler des differences significatives sur le plan statistique. Les Tableaux 4 et 5 indiquent en outre les moyennes et les 6carts types pour les sous-echantillons urbains et ruraux. Rgsultats de base Les r6sultats des estimations relatives a l'ensemble de l'echantillon des femmes et de leurs enfants sont presentes dans le Tableau 6. Le niveau de scolarite atteint par la femme a un impact important a la fois sur sa fecondite et la scolarisation de ses enfants. On estime que les femmes ayant frequente I'ecole secondaire ont 1, I enfant de moins que les femmes qui n'ont jamais etd scolarisees et que leurs enfants vont a l'ecole 0,9 an de plus que ceux dont les meres n'y sont jamais allees. Ce sont des differences importantes par rapport aux moyennes de l'echantillon de 3,2 enfants et de 3,4 annees d'ecole. L'impact de la fr6quentation de l'ecole moyenne par la mrre est juste inferieur de moitie a celui de la frequentation de l'6cole secondaire sur l'estimation de la fecondite cumulee. Son effet relatif est plus faible sur la scolarisation cumulee, mais presque identique sur l'inscription dans une ecole au moment de l'enquete. La frequentation de l'ecole primaire a, quant a elle, un impact beaucoup plus faible sur la fecondite cumulee mais n'a pas d'effet notable sur la fecondite au moment de 1'enquete. Les enfants dont les meres ont frequente l'ecole primaire ont beaucoup plus de chaiices d'etre inscrits dans un etablissement scolaire, mais on n'observe pas de difference importante pour la scolarisation cumulee entre les enfants dont les meres ont effectue quelques annees d'6cole primaire et ceux dont les meres n'ont jamais ete scolarisees. Les depenses annuelles prevues des menages, par adulte, et leur carr6 ont une forte incidence tant sur la fecondit6 cumulee que sur la fecondite au moment de l'enquete. Leur impact estime sur la fecondite cumulee est positif, sauf pour les menages entrant dans les trois deciles superieurs de depenses. ll est aussi positif sur la fecondite au moment de l'enquate, si ce n'est dans le cas des menages qui, par leur niveau de depenses, font partie des 15% des menages les plus aises. 9. Dans l'Enquete sur le niveau de vie au Ghana, un menage est defini comme comprenant * toutes les personnes ayant v6cu et pris leurs repas normalement ensemble, dans le meme logement, pendant au moins trois des douze derniers mois . 88 Tableau 6. Mockˇles de la f6condite et de la scolarisation cumulkes et au moment de 1'enqu:te: rgsultats de base, ensemble de l'ichantillon Femmes Enfants Naissance Enfants nes 5 dernieres Annees de Scolarisation en vivants annees scolarith cours MOMC Probit MOMC' Probit Variable f t f t t e t Scolarisation de la femme ECOLE PRIMAIRE -0,139 -2,055 -0,096 -1,361 -0,086 -0,633 0,100 1,732 ECOLE MOYENNE -0,498 -8,948 -0,178 -2,909 0,248 1,995 0,366 6,817 ECOLE SECONDAIRE -1,083 -9,788 -0,662 -5,372 0,915 2,859 0,512 3,090 Log(DEPENSES) 28,938 3,569 42.988 4,888 49,820 3,085 26,724 3,769 Log(DEP.) AU CARRE -1,233 -3,529 -1,807 -4,771 -1,934 -2,839 -1,047 -3,508 ANNEE I 0,513 3,711 0,868 5,782 1,952 4,786 1,138 6,037 Lieu de residence actuel ACCRAIKOUMASSI -0,415 -3,694 -0,868 -7,500 -0,814 -2,135 -0,299 -1,548 AUTRES ZONES URBAINES -0,267 -2,721 -0,606 -6,052 -0,195 -0,674 -0,137 -0,936 ZONE COTIERE RURALE 0,024 0,249 -0,451 -4,287 -1,282 -3,493 -0,571 -3,252 ZONE FORESTIERE 0,100 1,073 -0,365 -3,810 -0,595 -1,854 -0,478 -3,111 RURALE Langue du chef de menage EWE -0,194 -2,988 0,024 0,361 -0,439 -2,312 -0,257 -3,587 GA -0,296 -3,555 0,113 1,177 -0,281 -1,625 -0,330 -3,887 DAGBANI -0,344 -2,809 0,139 0,966 -3,008 -7,978 -1,359 -6,198 HAOUSSA 0,278 1,494 -0,037 -0,250 -0,126 -0,402 0,141 0,964 NZEMA -0,104 -0,638 -0,155 -0,722 -0,381 -1,304 -0,262 -0,949 AUTRE 0,065 0,917 0,354 4,636 -0,661 -3,495 -0,177 -2,109 Age de In femme 20-24 ANS 1,046 12,892 1,275 12,547 25-29 ANS 2,287 19,917 1,533 11,742 30-34 ANS 3,628 27,511 1,351 9,624 35-39 ANS 4,736 35,633 1,049 8,452 40-44 ANS 5,963 42,460 0,588 5,754 45-50 ANS 6,650 43,967 0,235 2,253 Age et sexe de 1'enfant SEXE MASCULIN 1,077 12,851 0,348 9,443 8-9 ANS 0,531 5,756 0,700 13,832 10-11 ANS 1,471 14,074 0,837 13,630 12-13 ANS 2,438 16,631 0,669 9,810 14-15 ANS 3,872 19,881 0,965 8,664 16-17 ANS 5,287 20,427 0,521 4,505 18-19 ANS 5,973 20,140 0,130 1,128 20-30 ANS 6,511 22,847 -0,751 -7,482 Constante -168,590 -3,592 -255,103 -5,009 -316,576 -3,317-169,163 -4,024 R2 0,654 0,258 0,351 0,261 Vraisemblance -2321,55 -4024,69 n 4625 4625 7880 7880 ' MOMC: m6thode ordinaire des moindres carr6s. Categories exclues: aucune scolarisation, r6sidence dans la savane, langue Akan, femmes ag6es de 15 a 19 ans, enfants ages de 5 a 7 ans, enfants de sexe feminin. 89 La relation entre le niveau des depenses et la scolarisation de 1'enfant n'est pas non plus directe. Les coefficients se rapportant aux depenses et A leur carre sont significatifs dans les estimations aussi bien de la scolarisation cumul6e que de la scolarisation au moment de 1'enqu8te. L'impact global est positif pour tous les menages et pour les deux variables dependantes. La fecondite comme la scolarisation des enfants varient notablement en fonction du lieu de residence au moment de l'enqu8te. Les groupes de ref6rence sont les femmes et les enfants en zone savane rurale. Les femmes vivant I Accra/Koumassi et celles des autres zones urbaines ont un nombre attendu d'enfants inferieur, respectivement, de 0,4 et de 0,3 B celui des femmes habitant la savane. Aucune difference n'est escomptee entre les trois zones rurales. La fecondite recente de l'ensemble des femmes habitant dans les zones urbaines, semi-urbaines, c6tieres et forestieres est sensiblement plus faible que celle des femmes vivant dans la savane. Le niveau de scolarisation attendu est plus faible pour les enfants d'Accra/Koumassi que pour ceux de la savane. 11 est aussi moins eleve dans les regions forestieres et c6tieres. Ce schema se retrouve pour les coefficients estim6s relatifs A l'inscription scolaire A la date de 1'enquete. L'Akan, langue exclue du Tableau 6, est parle par pres de la moitie des personnes couvertes par l'echantillon. La f6condite cumulee est plus faible pour tous les autres groupes ethniques sauf un: le nombre attendu d'enfants nes vivants par les femmes Haoussas d6passe en effet de 0,3 celui attendu pour les femmes du groupe Akan. Les coefficients attendus pour les variables relatives aux groupes de langue dans 1'6quation concernant la fecondite au moment de l'enquete sont negligeables. II semble que les femmes de tous les groupes aient leurs enfants B peu pres au mgme rythme; les femmes Haoussas continuent d'avoir des enfants plus longtemps que les femmes des autres groupes et ont, de ce fait, une fecondit6 cumul6e plus elevee. Lorsqu'on introduit des termes d'interaction entre les femmes Haoussas et les categories d'Age, le coefficient n'est plus significatif pour le groupe ethnique Haoussa en tant que tel, mais pour les femmes Haoussas Ag6es de 40 A 44 ans et de plus de 44 ans. Les estimations de la scolarisation des enfants font apparaitre des diff4rences frappantes entre les groupes de langue. Les enfants Dagbanis ont une scolarisation attendue infdrieure de 3,0 ans I celle des enfants Akans, ce qui constitue un ecart important pour une variable dont la moyenne est de 3,4 ans. Les enfants de langue Ewe et Ga ont une scolarisation attendue inferieure, respectivement, de 0,4 et 0,3 an. II en va de meme des estimations de l'etat des inscriptions scolaires au moment de l'enquete, les enfants de tous les menages parlant une langue autre que l'Akan ayant moins de chances d'etre inscrits dans une ecole. Les gargons ont une scolarisation attendue superieure de 1,1 an I celle des filles et ont davantage de chances de frequenter une ecole au moment de l'enquete. La scolarisation cumulEe attendue augmente de moins en moins vite I mesure que l'enfant vieillit, ce qui n'a rien de surprenant. Le nombre attendu d'enfants inscrits dans les ecoles au moment de 1'enquete augmente jusqu'B l'age de 15 ans avant de flechir par la suite. Les estimations presentees dans le Tableau 6 suggbrent l'existence d'un arbitrage entre la qualite et la quantite. Cela est particulierement le cas des variables relatives B la scolarisation des femmes qui ont un fort impact positif sur la scolarisation des enfants et un fort impact negatif sur la fecondite. Les depenses des menages ont une incidence attendue positive sur la scolarisation, pour 1'ensemble des inenages, et un impact ndgatif sur la fecondite des menages les plps aises. Cette relation negative entre la fecondite et le niveau de depenses, dans le cas des menages aises, 90 n'apparaissait pas dans l'analyse de la COte d'lvoire. Jusqu'a present, on peut dire seulement que certains des resultats sont coherents avec l'existence d'un arbitrage mais que les preuves ne sont pas flagrantes. Resultats de base pour les dchantillons urbains et ruraux Les resultats prtsent6s plus haut permettent de comprendre les fondements de la relation entre l,es variables independantes, d'une part, et la f6condite et la scolarisation des enfants, d'autre part. Toutefois, les tests-F indiquent que l'on peut rejeter, pour les quatre variables dependantes au niveau de 1 %, I'hypothese d'une similitude des relations estimees pour les femmes des zones urbaines et celles des zones rurales. Les Tableaux 7 et 8 prdsentent les resultats des estimations, pour la meme serie de variables, pour les femmes des zones rurales et pour celles des zones urbaines, respectivement. La frequentation de l'ecole primaire n'a aucune incidence notable sur la fecondite des femmes des zones rurales. L'impact attendu de la frequentation de l'6cole moyenne sur la fecondite cumul6e est de -0,4 pour les femmes de ces zones est de -0,6 pour les femmes des zones urbaines. L'impact de la frequentation de l'ecole secondaire est du meme ordre pour les deux sous-echantillons: -1,2 et -1,1 pour les femmes des campagnes et celles des villes, respectivement. L'effet attendu de la scolarisation des femmes au niveau de l'ecole secondaire sur la scolarisation de leurs enfants est beaucoup plus marque dans les zones rurales (1,6) que dans les zones urbaines (0,5). La frequentation de l'ecole primaire n'a aucune incidence notable sur la scolarisation cumulee des enfants de l'un ou l'autre de ces groupes de femmes. Tous les niveaux de scolarisation augmentent de faqon statistiquement significative la probabilite que les enfants soient inscrits dans une ecole au moment de l'enquete, dans les zones rurales; seule la frequentation de l'6cole moyenne par la mere a un impact notable sur la scolarisation des enfants des zones urbaines. Le niveau des depenses des menages a un effet attendu negatif sur la fecondite cumul6e pour toutes les femmes des deux sous-6chantillons. Son impact attendu sur la fecondite recente est positif pour tous les menagesa l'exception des plus aises. Le niveau attendu de la scolarisation cumulee et de la scolarisation en cours augmente avec le niveau de depenses des menages pour les enfants des zones rurales et urbaines. La difference attendue pour la scolarisation cumulee entre les menages les plus riches et les plus pauvres est de 4,4 ans, dans les zones rurales, et de 3,3 ans, dans les zones urbaines. La difference entre les sexes est plus importantes dans les campagnes: les garcons y ont une scolarite cumulee attendue sup6rieure de 0,8 an a celle des filles. Les regressions observees dans les zones rurales et urbaines confirment l'existence d'un arbitrage entre la scolarisation des enfants et la fecondite, que corroborent les coefficients relatifs a la scolarisation des femmes et aux depenses des menages. Les resultats des estimations du probit sont plus faciles a interpreter dans le Tableau 9. Les probabilites moyennes attendues sont calcul6es, pour chaque type de scolarisation, de lieu de residence et de langue parlee par le chef du menage, sur la base des r6sultats obtenus en matiere de fecondit6 recente et de scolarisation en cours pour les sous-echantillons ruraux et urbains. 91 Tableau 7. Mod?les de la fJconditg et de la scolarisation cumulees et au moment de 1 'enquite .- rtsultats de base, echantilIon rural Femmes Enfanis Enfants nes Naissance cinq Annees de Scolarisation en vivants dernieres ann;es scolarihe cours MOMC Probil MOMC Probit Variable p t I t Scolarisation de la feinnie ECOLE PRIMAIRE -0,112 -1,378 -0,055 -0,635 -0,170 -1,208 0,168 2,247 ECOLE MOYENNE -0,429 -6,306 -0,144 -1,878 0,108 0,757 0,329 4,752 ECOLE SECONDAIRE -1,167 -6,806 -0,856 -3,917 1,622 3,328 0,578 1,790 Log(DEPENSES) 47,257 3,988 50,909 3,914 25,882 1,545 14,227 1,630 Log(DEP.) AU CARRE -1,990 -3,893 -2,138 -3,806 -0,986 -11,398 -0,506 -1,374 ANNEE 1 0,920 4,776 0,999 4,756 0,573 1,270 0,869 3,532 Lieu de residence actuel ZONE COTIERE RURALE -0,274 -2,495 -0,608 -4.962 -0,784 -2,194 -0,620 -2,806 ZONE FORESTIERE RURALE -0,219 -2,023 -0,497 -4,403 -0,168 -0,505 -0,617 -3,122 Langue du chef de menage EWE -0,234 -2,880 0,116 1,309 -0,323 -1,671 -0,254 -2,470 GA -0,311 -2,548 0,179 1,229 -0,412 -1,781 -0,462 -3,310 DAGBANI -0,444 -2,969 0,035 0,190 -2,102 -7,672 -1,479 -4,713 HAOUSSA -0,175 -0,309 -0,589 -1,679 -0,102 -0,167 0,213 0,715 NZEMA -0,118 -0,617 0,042 0,156 0,232 0,841 -0,222 -0,684 AUTRE 0,058 0,654 0,336 3,477 -0,691 -3,317 -0,355 -2,946 Age de la feinine 20-24 ANS 0,910 8,817 1,288 9,877 25-29 ANS 2,087 14,099 1,397 8,219 30-34 ANS 3,532 20,853 1,127 6,200 35-39 ANS 4,819 28,544 1,023 6,339 40-44 ANS 6,108 35,983 0,628 4,939 45-50 ANS 6,892 38,552 0,187 1,452 Age et sexe de 1'enfant SEXE MASCULIN 0,818 8,808 0,309 6,406 8-9 ANS 0,505 4,719 0,764 12,294 10-11 ANS 1,352 10,781 0,931 12,032 12-13 ANS 2,245 13,835 0,832 10,088 14-15 ANS 3,450 14,627 0,862 8,315 16-17 ANS 4,641 14,037 0,652 4,319 18-19 ANS 5,194 13,701 0,309 2,087 20-30 ANS 5,543 15,482 -0,503 -3,702 Constante -278,650 -4,067 -302,228 -4,022 -166,326 -1,674 -97,121 -1,880 R2 0,677 0,261 0,312 0,197 Vraisemblance -1487,48 -2998,06 n 3054 3054 5384 5384 MOMC: mtlhode ordinaire des moindres carres. Categories exclues: aucune scolarisation, rcsidence dans la savane, langue Akan, femmes agees de 15 a 19 ans, enfants Ages de 5 a 7 ans, enfants de sexe feminin. 92 Tableau 8. ModPles de la feconditO et de la scolarisation cumuljes er au moment de 1 'enquote: resultats de base, dchantillon des zones urbaines Femmes Enfants Enfants nes Naissance cinq Annees de Scolarisation en vivants derniWres ann'es scolariti cours MOMC Probit MOMC Probit Variable f t f t ft ft Scolarisation de la femme ECOLE PRIMAIRE -0,258 -2,109 -0,231 -1,809 0,051 0,230 0,003 0,027 ECOLE MOYENNE -0,603 -6,287 -0,251 -2,428 0,213 1,512 0,426 4,025 ECOLE SECONDAIRE -1,066 -7,360 -0,623 -3,885 0,544 1,564 0,161 0,731 Log(DEPENSES) 11,718 1,078 34,128 2,829 15,148 0,739 30,845 2,415 Log(DEP.) AU CARRE -0,549 -1,172 -1,442 -2,784 -0,543 -0,630 -1,204 -2,246 ANNEE 1 0,003 0,013 0,727 3,283 -0,053 -0,102 1,531 5,029 Lieu de residence actiiel AUTRES ZONES URBAINES 0,203 2,481 0,289 3,243 0,264 1,344 0,330 2,239 Langue du chef de menage EWE -0,118 -1,093 -0,128 -1,231 -0,468 -2,536 -0,349 -2,860 GA -0,117 -1,066 0,073 0,547 -0,263 -1,472 0-0,071 -0,494 DAGBANI -0,280 -1,203 0,276 1,189 -1,624 -2,420 -1,070 -3,841 HAOUSSA 0,268 1,333 0,005 0,030 -0,183 -0,618 0,292 1,808 NZEMA 0,045 0,158 -0,486 -1,388 -1,076 -2,946 -0,814 -2,622 AUTRE 0,105 0,881 0,409 3,231 -0,444 -1,861 0,153 1,197 Age de la femme 20-24 ANS 1,201 9,464 1,278 7,477 25-29 ANS 2,617 14,751 1,801 8,527 30-34 ANS 3,815 18,360 1,743 7,599 35-39 ANS 4,616 21,887 1,167 5,708 40-44 ANS 5,600 22,482 0,523 2,862 45-50 ANS 5,988 21,214 0,376 1,958 Age et sexe de 1'enfant SEXE MASCULIN 0,654 5,525 0,221 2,988 8-9 ANS 0,813 5,127 0,830 8,907 10-11 ANS 1,816 10,190 0,904 9,044 12-13 ANS 3,027 11,622 0,641 5,209 14-15 ANS 4,242 12,410 0,696 5,430 16-17 ANS 5,283 12,336 0,655 3,228 18-19 ANS 6,162 13,948 0,095 0,501 20-30 ANS 7,251 15,427 -0,792 -4,989 Constante -61,487 -0,976 -202,559 -2,888 -101,817 -0,838 -196,373 -2,587 R2 0,606 0,253 0,358 0,210 Vraisemblance -813,242 -1244,34 n 1571 1571 2496 2496 MOMC: methode ordinaire des moindres carr6s. Categories exclues: aucune scolarisation, toutes les zones a I'exception des autres zones urbaines, langue Akan, femmes Agics de 15 a 19 ans, enfants ages de 5 a 7 ans, enfants de sexe feminin. 93 Tableau 9. Probabilites attendues sur la base de la f&conditO r¢e et de la scolarisation en cours: echantillons urbains et ruraux Zones rurales Zones yrbaines Naissance S Scolarisation Naissance 5 Scolarisation dernieres annFes en cours derniWres anndes en cours Scolarisation de la femme AUCUNE 0,676 0,448 0,608 0,593 ECOLE PRIMAIRE 0,661' 0,500 0,539 0,594 ECOLE MOYENNE 0,636 0,549 0,533 0,708 ECOLE SECONDAIRE 0,416 0,623 0,417 0,639' Lieu de r6sidence actuel ACCRA/KOUMASSI -- - 0,482 0,564 AUTRES ZONES URBAINES -- - 0,570 0,653 ZONE COTIERE RURALE 0,752 0,609 - -- ZONE FORESTIERE RURALE 0,589 0,438 -- -- SAVANE RURALE 0,622 0,439 - -- Langue dii chef de mEnage AKAN 0,626 0,538 0,528 0,649 EWE 0,659' 0,458 0,488' 0,555 GA 0,676 0,394 0,550. 0,631' DAGBANI 0,636 0,138 0,611 0,347 HAOUSSA 0,444' 0,602' 0,530' 0,721 NZEMA 0,638' 0,468' 0,377' 0,420 AUTRE 0,717 0,427 0,649 0,688 Sexe de 1'enfart FEMININ -- 0,431 - 0,604 MASCULIN -- 0,524 -- 0,663 Notes: Les probabilites attendues sont calculees sur la base des rdgressions de la fecondite et de la scolarisation au momnent de 1'enquete, qui sont prcsentees dans les Tableaux 7 et 8, et la formule (I/N) i- oN P(Lj,k x, (3 + Ok), k reprdsentant la composante covariante en question. Les valeurs attendues sont calculees pour toutes les femmes de chaque sous-6cliantillon coimme si elles apparienaient toutes, tour a tour, a chacune des categories considdrdcs et la moyenne est ensuite calculec sur 1'cnsemble des femmes. La difference par rapport a la catdgorie omise n'est pas statistiquement significative. Estimations tenant compte du prix de la scolarisation Les resultats de base confirment, jusqu'a un certain point, 1'existence d'un arbitrage entre la qualite et la quantite. Pour pousser plus loin l'analyse, des indicateurs specifiques du coOt de la scolarisation ont et inclus dans les estimations presentees dans le Tableau 10. Le premier indicateur est une variable binaire temoignant de la presence d'une ecole primaire dans la collectivite, le deuxieme est le montant annuel moyen des frais de scolaritd appliques par les ecoles primaires de la collectivite aux eleves de troisieme annee, et le troisieme est une variable binaire repr6sentative de la disponibiliteou non de manuels scolaires dans l'ecole primaire locale. Ces donn6es n'ont et collectees que pour un sous-echantillon des grappes appartenant aux zones rurales. L'indicateur du montant annuel moyen des frais de scolarite n'est pas le mame que celui utilise dans l'analyse de Montgomery et Kouam6. Ces derniers ont en effet estime le coat de la scolarisation a partir des depenses du menage par enfant. Dans la presente analyse, nous nous sommes fondes sur le montant effectif des frais de scolarite pergus par les ecoles, tel qu'il ressort de l'enquete sur les etablissements scolaires. 94 Tableau 10. ModPales de la fgcondi:W et de la scolarisation cumulles et au moment dI 1 'enquete, compte tenu du prix de la scolarisation, .lchantillon rural Femmes Enfans Enfants nc vivants Naissance cinq Anndes de scolarid Scolarisation en MOMC demiares anneks MOMCf cours Probit Probit VarHabke f p Pt Scolarnsatioa de la feamate ANNEES -0,060 -3,728 -0,036 -2,211 -0,032 -0,563 0,041 2,858 Log(DEPENSES) 73,298 3,026 83.994 3,915 90,292 1,558 42,967 2,880 Log(DEP.) AU CARRE -3,108 -2,980 -3,547 -3,852 -3,648 1,524 -1,739 -2,791 Pnx de la scolaFisation ECOLE PRIMAIRE -0,033 -0,200 -0,076 -0,432 -0,208 -0,459 -0,061 -0,459 FRAIS ANNUELS DE 0,004 3,546 0,004 3,230 0,004 1,558 0,002 2,523 SCOLARITE -0,157 -0,411 -0,047 -0,057 2,749 3,371 1,665 2,781 MANUELS SCOLAIRES Lieu de residence actuel ZONE COTIERE RURALE -0,289 -0,951 -0,897 -3,217 -2,259 -1,696 -1,068 -3,349 ZONE FORESTIERE RURALE -0,345 -1,240 -0,654 -1,989 -0,877 -0,688 -0,635 -2,161 Langue du cbef de neluage EWE -0,269 -1,089 0.229 0,892 -0,753 -1,191 -0,190 -1,233 GA -0,878 -2,417 -0,359 -1,042 -0,249 -0,215 -0,541 -1,840 DAGBANI 0,098 0,218 0.806 0,861 - -- - -- HAOUSSA -2,035 -1,556 -1,574 -2,043 0,141 0,089 -0,342 -0,536 NZEMA 0,723 2,805 0,903 2,956 -0,179 -0,273 0,003 0,015 AUTRE Age de la femme 20-24 ANS 1,016 4,402 1,642 5,400 25-29 ANS 2,054 5,377 1,376 3,326 30-34 ANS 3,638 8,128 1,218 2,823 35-39 ANS 4,766 10,661 1,194 3,620 40-44 ANS 6,095 14,381 0,679 2,729 45-50 ANS 6,632 14,690 0,264 0,920 Age et sexe de l'enfaut SEXE MASCULIN 1,436 4,649 0,228 2.452 8-9 ANS 0.826 2.565 0,K76 6,220 10-11 ANS 1,565 4,235 0,927 5,786 12-13 ANS 1,449 4,321 0,529 3,465 14-15 ANS 2.855 4,965 0,678 3,602 16-17 ANS 3,800 4,179 0,676 2,450 18-19 ANS 3,741 4,032 -0,065 -0,211 20-30 ANS 4,097 4,970 -0,566 -2.217 Constante -430,318 -3,067 -496,219 -3,980 -557,264 -1,592 -265,96 -2,980 R2 0,645 0,299 0,193 0,254 Vraisemblance -262,10 -522,99 n 592 592 1012 1012 MOMC: methode ordinairm dte moindres carres. Categories exclues: aucune scolaristion, residence dans la savane, langue Akan, femmes agees de 15 s 19 ans, enfants iges de 5 h 7 ans, enfants de sexe f4rninin. 95 Si les ddcisions en matiere de fecondite et de scolarisation font l'objet d'un arbitrage qualite-quantite, on devrait observer une corr6lation positive entre le prix de la scolarit6 et la fecondite et une correlation negative entre ce prix et la scolarisation; la presence d'une 6cole devrait faire baisser la f6condit6 et augmenter la scolarisation, et la qualite de I'education devrait s'accompagner d'une baisse de fecondite et d'une plus forte scolarisation. L'hypothese d'une relation entre la qualite et la quantite est en partie confirmee par les estimations. Le montant annuel des frais de scolarite a un impact positif et significatif non seulement sur la fecondite cumulee et la fecondite recente, mais aussi sur la scolarisation. La qualite de I'education n'a aucun effet attendu notable sur la fecondite, mais un effet positif et significatif sur la scolarisation des enfants. 96 Conclusion L'action des pouvoirs publics en Afrique subsaharienne a souvent pour objectif d'ameliorer la qualite des enfants en favorisant leur scolarisation et une baisse de la fecondite. L'objet de la presente etude etait d'examiner l'interaction possible entre les decisions des menages concernant la f6condite et celles concernant la scolarisation des enfants, sugger6e par l'hypothese de l'existence d'un arbitrage entre la qualit6 et la quantite. Les resultats empiriques de nos recherches confirment, jusqu'a un certain point, 1'existence de cet arbitrage derriere les d6cisions en matiere de fdcondit6 et de scolarisation au Ghana. Le resultat le plus frappant est le fort impact statistiquement significatif que la scolarisation de la mere a, a la fois, sur sa fdcondit6 et sur la scolarisation de ses enfants. Les femmes ayant frequente l'ecole secondaire ont 1,1 enfant de moins que celles n'ayant jamais e scolarisees et leurs enfants ont 0,9 annee de scolarisation de plus que ceux des femmes n'ayant jamais ete a 1'ecole. On peut s'attendre que la scolarisation croissante des femines entraine une plus forte scolarisation des enfants et une baisse de f6condite. En dehors des signes contraires observes pour la scolarisation de la mere et son lieu actuel de residence, les preuves de l'existence d'un arbitrage qualite-quantite sont limitees. De legeres differences sont observees entre les zones urbaines et rurales pour l'impact attendu de la scolarisation des femmes. L'existence d'une 6cole primaire n'a pas d'incidence notable sur la f6condit6 ou la scolarisation des enfants dans les zones rurales. Cela peut tenir a un manque de variation dO au fait que les ecoles primaires sont largement r6pandues. La frequentation de I'6cole secondaire par la mere a, par contre, un impact attendu beaucoup plus fort sur la scolarisation des enfants dans les zones rurales. La difference entre les sexes en matiere de scolarisation est aussi lg6rement plus marquee dans ces zones. La variable du prix de la scolarisation a un impact statistiquement significatif, mais de faible ampleur, sur la f6condite. Une diminution des frais annuels moyens de scolarite de 10 % reduit le nombre attendu d'enfants nes vivants de 0,06 seulement. L'incidence des frais annuels de scolarite sur la scolarisation des enfants est aussi positive, Cela peut tenir au fait que les frais de scolarit6 sont plus eleves dans les collectivites ou la demande de scolarisation est plits forte. La presence d'une ecole primaire n'a pas d'effet notable sur la fecondite ou la scolarisation. La qualite des 6coles locales a, par contre, un effet positif et statistiquement significatif sur la scolarisation. Dans leur analyse de la Cote d'lvoire, Montgomery et Kouam6 ont constate d'importantes diff6rences entre les zones urbaines et rurales qui n'apparaissent pas au Ghana. Ils ont aussi affirmW avec quelques reserves que rien ne donnait a penser qu'un accroissement des coOts de la scolarisation aurait des effets significatifs sur la fecondite. Si l'impact attendu au Ghana est statistiquement significatif, il n'en est pas moins faible. Les implications pour l'action des pouvoirs publics sont doubles. D'une part, la scolarisation des femmes peut constituer un moyen efficace de reduire la fecondite a l'avenir et d'augmenter la scolarisation des generations futures. D'autre part, meme si un arbitrage semble intervenir entre le nombre d'enfants et leur scolarisation, un accroissement du coat de la scolarisation ne devrait pas provoquer un net accroissement de la fecondite. En fait, une modification du coOt de la scolarisation n'aurait pas d'incidence notable sur la fecondite. 97 References Fdconditl et scolarisation des enfants au Ghana: Preuve de 1'existence du'n arbitrage entre la qualit' et le nombre d 'enfants Ainsworth, M. 1992. "Economic Aspects of Child Fostering in Cote d'Ivoire." Living Standards Measurement Study Working Paper, No. 92. Washington: World Bank. Ainsworth, M., 1990. "Socioeconomic Determinants of Fertility in Cote d'Ivoire". Living Standards Measurement Study Working Paper, No. 53. Washington: World Bank. Banque mondiale. 1993a. Rapport sur le developpement dans le monde, 1993. New York: Oxford University Press. . 1993b. "Ghana Living Standards Survey (GLSS), 1987-88 and 1988-89: Basic Information." Mimeo. Poverty and Human Resources Division. Becker, G.S., 1960. "An Economic Analysis of Fertility" in National Bureau of Economic Research, Demographic and Economic Change in Developed Countries. 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Box 128 KOREA, REPUBLIC OF Alberb 40 SF-00101 Helsinki 10 Pan Kora Book Corporation SOUTH AFRICA, OTSWANA 1082 Buenos Aires P.O. Box 101, Kwangwhamun Fersgk titlko FRANCE Seoul Oxford Untvenity Pm. AUSTRALIA, PAPUA NEW GUINEA, World Bank Pablications Sosdnem Africa FII SOLOMON ISLANDS, 66, avenue d'I6u Dacion Trading Co. Ltd. P.O. Box 1141 VANUATU, AND WESTERN SAMOA 75116 Paris P.O. Box 34, Youido Cape Town MM0 D.A. Infornation Servic Seoul 648 Whitehorse Road GERMANY For n Mitclam 3132 UNO-Vertag MALAYSIA Intnational Subsip SeM Vctoria Poppelsdorfer Allee 55 University of MaLaya Cooperatve P.O. Box 41095 53115 Bonn Bookhop, Limited Craishall AUSTRIA P.O. Box 1127, Jlan Pantal Baru Jdondsbug 2024 Gerold and Co. GHANA 59700 Kual Lumpur Graben 31 Greenwich Mag. and Books SPAIN A-lOil Wien Rivera Beach Hotle MEXaCO Mundi-Promw Libe. SA. PO Box 01198 INPOTEC Callo37 BANGLADESH Osu-Aca Apartado Posl 221-860 281X1 Mdrid Mico Induaties Development 14060 Tsixpan, Mexdo D.F. Assitance Soey (IDAS) GREECE Ltberis Intnudonal AEDOS Hous 5, Road 16 Papaotiriou S.A. NETHERLANDS Cotral d Cent, 391 Dhanmondi R/Area 35, Stournnra Str. De Lindeboom/iCOt-PubUlkatie 109 Baon Dhka I209 106 82 Athu P.O. Box 202 7480 AE Haikabergen SRI LANKA AND THE MALDIVES BELGIUM HONG KONG, MACAO Lakt Houe Booahop Jean De Lannoy Aia 20C0 Ltd NEW ZEALAND P.O. Box 244 Av. du Roi 202 4648 Wyrdhum Stret EBSCO NZ Ltd 100, Sir Chittmpalam A. 1060 Bsuels Winning Centre Private Mail Bag 99914 Gadinb Mawaths 7th Floor New Market Colomibo 2 BRAZIL Central Hong K-ng Auckland Publicacoes Teoucic Intmnadora Lida. SWEDEN :Ri Peixoto Gomxide. 209 HUNGARY NIGERIA Prite Cu_orm Service 01409 Sw Paulo. SP Foundation for Market Economy Universty Prs Limited S106 47 Stwckholm Dombovari Ut 17-19 Three Crowns Bulding Jericho CANADA H-1117 Budapest Private Mail Bag S095 Wistrngran-WD0liss Al Le Diffueur Ibdan P. . Box 1305 iSIA Boul. de Mortgmne INDIA S-171 25 Soln bouchevle, Qu&ec Allied Publishers Ltd. NORWAY l4B 5E6 751 Mount Road Narvesn Information Cntr SWITZERLAND Madras - 600 002 Book Department Librsirie Psyct Ruf Publishing Co. P.O. Box 6125 Etistad Cm posts 3212 1294 Algoena Road INDONESIA N.0602 Oslo 6 CH IOM Lausanne Onawa, Ontrio Pt Indira Limited KOB3W8 Jalan Borobudur 20 PAKISTAN Van Diermn Mid Taodniqim. ADECO P.O. Box 1181 Mirza Book Agey P.O. ox 465 CHINA lakata 10320 65, Shahrah-e,4u&id-eAm cH0 ilGentvan16 China Fuinal & Economic P.O. Box No. 729 Publishing House IRAN LartS 540C TANZANIA O Ds Fo Si Dong Jie Kovwkab Publihes Oxiod Ureveety Pr_ Beijing P.O. Box 19575-511 Oxford Univesity Prm akbaStet Tehban P.O. Box 13033 P.O. BDX 59 COLOMBIA Karachi - 75350 DerS lam lnoenlace Ltds. IRELAND Apartado Atreo 34270 Governmuu SuppLes Agency PERU THAILAND Bogota DE 4-5 Haourt Road Editorial Darrolbo SA Cwnar Destent S9e Dublin 2 Arprtdo 3824 306S1am Road COTE D'IVOIRE Lima I Bngkok Centre d'Edibon et de Diffusion ISRAEL Afr :aines (CEDA) Yozao Literature Ltd. PIPHINE TRINIDAD & TOBAGO 04 B.P. 41 P.O. Box 56055 Inlroatirl Book Ceni Sy_or Studki UrIt Abidjan 04 Plateau Tel Aviv 61560 Suite 170, Citylnd 10 -9Watte S t Condominrum Tower I CUeg CYPRUS R.O.Y. Intrnational Ayala Avenue. H.V. dai Trinid. Wst Indim Center of Applied Researh P.OB. 13056 Codst Exenion Cyprus College Tel Aviv 61130 Makat, MetroM Mnila UGANDA 6, Dioenes Street Engomi Gustro Lid. P.O. Box 2006 Paletirusn Authlrity/MiAdii Est POLAND let Flor, Rwer 4 Gaogla ChOabs Nfaca P.O. Box 19502 Jerusalem Intenaional Pubishing So kim P.O. Bax 9997 LU. Piflrta 31/37 Pl(M6i)amp.a CZECH REPUBLIC ITALY 00677fWarszawa Nabtoral lnorrnaston Center Licosa Cornuruionaria Saron-i SPA UNITED KINGDOM P.O. Box 668 Via Duca Di Calabria, 1/I PORTUGAL becroisni Lad CS-11357 Prague I Ceelba Postale 552 LAvrari Portugal P.O. 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