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Dynamiques et persistance de la pauvreté en Russie

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Dynamiques et persistance de la pauvreté en Russie

Abstract and Figures

L’objectif de cet article est de décrire et expliquer les dynamiques de la pauvreté monétaire en Russie entre 1994 et 2000, à partir des enquêtes Russia Longitudinal Monitoring Survey. Dans un premier temps, l’utilisation des outils classiques de l’analyse des dynamiques de pauvreté – indices FGT, dominance stochastique, etc. – révèle que les évolutions de la pauvreté ont suivi les fluctuations macroéconomiques. L’incidence de la pauvreté atteint un maximum de 27,5 % en 1998, quelques mois après la crise financière. Dans un second temps, le recours aux données de panel permet, selon trois approches différentes, d’évaluer l’importance relative de la pauvreté chronique et de la pauvreté transitoire. Les résultats montrent qu’en Russie, la pauvreté est essentiellement un phénomène transitoire. Enfin, l’étude économétrique des déterminants des formes dynamiques de pauvreté, à partir de modèles Tobit, révèle que la pauvreté chronique s’explique par des facteurs structurels et plus particulièrement par les dotations en actifs des ménages, alors que les causes de la pauvreté transitoire sont avant tout conjoncturelles et étroitement liées à la situation sur le marché du travail. This article describes and explains the dynamics of poverty in Russia between 1994 and 2000. In the first place, the use of classical tools of poverty dynamics analysis – FGT indices, stochastic dominance, etc. – reveals that poverty evolutions are parallel to macroeconomic fluctuations. The poverty headcount index reaches a maximum of 27,5 % in 1998, just after the financial crisis. In the second place, the recourse to panel data helps to measure chronic and transitory poverty, according to three different methodologies. The results show that, in Russia, poverty is chiefly a short term phenomenon. Finally, the econometric study of chronic and transitory poverty determinants, with Tobit models, shows that long term poverty is mainly
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Dynamiques et persistance de la pauvreté en Russie
par
Matthieu Clément
Doctorant – Centre d’Economie du Développement – Université Montesquieu-Bordeaux IV
Résumé :
L’objectif de cet article est de décrire et expliquer les dynamiques de la pauvreté monétaire en Russie
entre 1994 et 2000, à partir des enquêtes Russia Longitudinal Monitoring Survey. Dans un premier temps,
l’utilisation des outils classiques de l’analyse des dynamiques de pauvreté – indices FGT, dominance
stochastique, etc. – révèle que les évolutions de la pauvreté ont suivi les fluctuations macroéconomiques.
L’incidence de la pauvreté atteint un maximum de 27,5 % en 1998, quelques mois après la crise financière. Dans
un second temps, le recours aux données de panel permet, selon trois approches différentes, d’évaluer
l’importance relative de la pauvreté chronique et de la pauvreté transitoire. Les résultats montrent qu’en Russie,
la pauvreté est essentiellement un phénomène transitoire. Enfin, l’étude économétrique des déterminants des
formes dynamiques de pauvreté, à partir de modèles Tobit, révèle que la pauvreté chronique s’explique par des
facteurs structurels et plus particulièrement par les dotations en actifs des ménages, alors que les causes de la
pauvreté transitoire sont avant tout conjoncturelles et étroitement liées à la situation sur le marché du travail.
Abstract : dynamics and persistence of poverty in Russia
This article describes and explains the dynamics of poverty in Russia between 1994 and 2000. In the first
place, the use of classical tools of poverty dynamics analysis – FGT indices, stochastic dominance, etc. – reveals
that poverty evolutions are parallel to macroeconomic fluctuations. The poverty headcount index reaches a
maximum of 27,5 % in 1998, just after the financial crisis. In the second place, the recourse to panel data helps
to measure chronic and transitory poverty, according to three different methodologies. The results show that, in
Russia, poverty is chiefly a short term phenomenon. Finally, the econometric study of chronic and transitory
poverty determinants, with Tobit models, shows that long term poverty is mainly explained by structural factors
such as households assets endowments, whereas transitory poverty is closely linked to shocks and labor market
characteristics.
Mots-clés : transition économique ; pauvreté chronique ; pauvreté transitoire ; données de panel
JEL classification : I32 ; P20
Sommaire
1. Introduction............................................................................................................................. 1
2. Contexte économique de la transition en Russie .............................................................2
1. Des approches antagonistes de la transition................................................................................... 2
2. Les années d’errance sous l’égide du FMI...................................................................................... 3
3. La crise de 1998 et ses conséquences............................................................................................ 5
3. Dynamiques de la pauvreté monétaire en Russie.............................................................5
1. Cadre méthodologique et sources statistiques............................................................................... 6
A. Mesure de la pauvreté monétaire ....................................................................................... 6
B. Robustesse des dynamiques de pauvreté............................................................................ 7
α. Robustesse des comparaisons cardinales de pauvreté ...............................................7
β. Robustesse des comparaisons ordinales de pauvreté...................................................... 8
C. Sources statistiques ............................................................................................................ 7
2. Evolution de la pauvreté nationale.................................................................................................. 10
3. Evolution structurelle de la pauvreté............................................................................................... 12
A. Pauvreté et milieu............................................................................................................. 12
B. Pauvreté et localisation géographique.............................................................................. 12
C. Pauvreté et marché du travail ........................................................................................... 15
4. Formes de la pauvreté en Russie : pauvreté chronique et transitoire..........................17
1. Concepts et méthodes...................................................................................................................... 17
A. Approche de périodes et persistance de la pauvreté......................................................... 18
B. Approche de composantes et chronicité de la pauvreté.................................................... 18
C. Approche mixte................................................................................................................20
2. Ampleur de la pauvreté chronique et transitoire ........................................................................... 20
A. Revue de la littérature ......................................................................................................20
B. La pauvreté en Russie, un phénomène transitoire ............................................................ 23
5. Déterminants de la pauvreté chronique et transitoire en Russie .................................26
1. Le cadre d’analyse............................................................................................................................. 26
2. Options économétriques................................................................................................................... 27
A. Présentation du modèle Tobit........................................................................................... 28
B. Spécification des variables explicatives........................................................................... 29
3. Evidence empirique : des déterminants distincts.......................................................................... 29
6. Conclusion....................................................................................................................................... 39
Références bibliographiques
.......................................................................................................33
Annexes.......................................................................................................................................38
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
1
1. Introduction
L’effondrement de l’URSS et du régime communiste en décembre 1991 laisse place à 15 Etats
indépendants, au centre desquels la Russie, pierre angulaire de l’ex-bloc soviétique. Dès le 1
er
janvier
1992, la Fédération de Russie, démocratie balbutiante, rentre de pleins pieds dans une phase de
transition économique qui doit la mener vers l’économie de marché. Les autorités russes, avec le
concours du FMI, de la Banque Mondiale et de la BERD (Banque Européenne pour la Reconstruction
et le Développement) choisissent d’adopter la même voie que les pays d’Europe de l’Est et mettent en
place une véritable thérapie de choc. Les réformes, directement inspirées par les préceptes néo-
libéraux du Consensus de Washington
1
ont, dans les premières années de la transition des effets
désastreux : effondrement de la production, inflation galopante, privatisations sauvages,
développement de mafias, corruption, etc. L’amélioration de 1997 n’est qu’une façade qui a masqué
les obstacles structurels à l’origine de la crise financière de 1998.
Les conséquences sociales de la transition, largement relayées par les médias occidentaux, sont
dramatiques : baisse de l’espérance de vie (liée notamment aux ravages de l’alcoolisme), diminution
de la population (de 149 millions d’habitants en 1992 à 144,8 en 2001)
2
, envol du chômage,
effondrement des salaires réels
3
. Pour de nombreux Russes, la transition a marqué le passage d’un
système égalitaire à une société fortement polarisée. D’après les estimations de Milanovic (1998),
l’indice de Gini, mesure classique du degré d’inégalité aurait doublé, passant de 0,24 en 1987-1988 à
0,48 en 1993-1995. Cette hausse brutale de l’inégalité, parallèle à l’effondrement de la croissance, a
entraîné un appauvrissement de la population sans précédent. La proportion de pauvres serait ainsi
passée de 2 % en 1987-1988 à 50 % en 1993-1995 [Milanovic (1998)].
Comment a-t-on pu atteindre une situation de paupérisation de masse alors que sous le régime
soviétique la pauvreté, bien que officiellement non reconnue, était de faible ampleur
4
? Dans quelle
mesure l’évolution des conditions de vie suit-elle les fluctuations macroéconomiques et en quoi la
crise de 1998 constitue-t-elle un point de rupture ? L’appauvrissement de la population est-il
chronique ou temporaire ? Le présent papier a pour ambition, à partir des données des enquêtes Russia
Longitudinal Monitoring Survey, de décrire et expliquer les conséquences de la transition sur la
pauvreté entre 1994 et 2000. L’approche adoptée sera fondamentalement dynamique, et la
disponibilité de données de panel nous permettra de prolonger l’analyse classique des dynamiques de
pauvreté en introduisant les concepts de durée et de chronicité de la pauvreté.
La première partie dresse un bref bilan de dix ans de transition économique. La deuxième partie
s’intéresse à l’impact du processus de réformes sur la pauvreté, et cherche à déterminer les
caractéristiques des pauvres, à partir des outils de base de l’analyse monétaire de la pauvreté. La
troisième partie aborde le concept de durée de la pauvreté et cherche à évaluer, à partir de différentes
méthodologies, la part relative de la pauvreté chronique et de la pauvreté transitoire. Enfin, la
quatrième partie propose, à travers une analyse économétrique, d’identifier les causes de ces deux
formes dynamiques de pauvreté.
1
Terme utilisé par l’économiste John Williamson en 1989 pour désigner les recommandations de politique économique
adressées aux pays désireux de réformer leur économie. Le consensus de Washington oriente l’ensemble des politiques
économiques mondiales vers les objectifs de rigueur budgétaire et de libéralisation du commerce et des mouvements de
capitaux.
2
Les résultats du premier recensement post-soviétique en octobre 2002 révèlent néanmoins que le déclin de la population a
été surestimé.
3
Voir Tableau A1 en annexes.
4
La question de l’existence de pauvreté en URSS a fait l’objet de nombreux débats. Si la pauvreté n’était pas officiellement
reconnue par les autorités (on parlait alors de « sous approvisionnement »), la plupart des auteurs occidentaux se sont efforcés
de montrer, en dépit des problèmes d’accès aux données, qu’elle atteignait des niveaux importants. Voir à ce sujet McAuley
(1979), Matthews (1986) et Klugman (1997).
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
2
2. Le contexte économique de la transition en Russie
Il s’agit, préalablement à l’analyse des dynamiques de la pauvreté, d’évoquer brièvement le
contexte macroéconomique en Russie entre 1992 et 2000. Dans cette optique, nous présentons
quelques développements relatifs aux différentes approches théoriques de la transition avant de nous
focaliser sur les éléments clés de cette période de transition.
1. Des approches antagonistes de la transition
Les organismes économiques internationaux, et plus particulièrement le FMI, sont les
principaux inspirateurs et des acteurs omniprésents de la transition vers l’économie de marché. Leur
vision de la transition est donc cruciale, puisque c’est elle qui guide le processus de réformes initié
dans la plupartdes pays d4europe de l’Est et des pays de l’ex-URSS. Sachs définit la transition comme
la « transformation institutionnelle, légale, politique et administrative d’un système économique fondé
sur la propriété d’Etat et la planification centralisée en un système économique fondé sur la propriété
privée et l’allocation des ressources par le marché » [Sachs (1996), p. 128]. La transition correspond
donc au moment du passage entre deux situations clairement définies à priori. Trois hypothèses
fondamentales sous-tendent cette définition. Premièrement, la dynamique des réformes doit suivre une
trajectoire irréversible et doit donc interdire tout retour en arrière. Deuxièmement, elle doit être
uniforme : tous les pays en phase de transition doivent suivre le même programme de réformes. Ceci
sous-entend l’existence d’une voie unique, applicable à toutes les situations (one best way).
Troisièmement, le processus de transition doit être rapide. Cette dernière hypothèse fait référence au
problème du rythme des réformes. Les institutions internationales sont favorables à la mise en œuvre
d’une véritable thérapie de choc visant à assurer le passage à l’économie de marché par une seule
vague de réformes. La stratégie proposée par les institutions économiques internationales découle de
ces trois principes et s’inspire en grande partie des recommandations du Consensus de Washington.
Elle s’organise autour de trois volets de réformes, nécessairement complémentaires [Aslund (1995)] :
(i) une politique de libéralisation qui vise à supprimer les contraintes pesant sur les mécanismes de
marché (notamment sur les prix) et à réduire les barrières commerciales de manière à ouvrir le pays à
la concurrence extérieure ; (ii) une politique de stabilisation rigoureuse en vue de limiter l’inflation
liée à la libéralisation ; (iii) une politique de restructuration qui vise à redéfinir le rôle de l’Etat à
travers les privatisations, et à créer un système financier viable.
Les institutions économiques internationales reconnaissent que la libéralisation et la
stabilisation peuvent avoir des effets économiques et sociaux désastreux à court terme, et estiment en
conséquence qu’il importe de les mettre en œuvre rapidement afin d’éviter que la période de
dépression ne s’éternise. L’approche standard était largement majoritaire au début de la transition.
Néanmoins, les premières difficultés et désillusions ont fait naître un mouvement de critiques
appréhendant la transition dans une perspective institutionnaliste.
En dépit de leur grande diversité, les approches institutionnalistes de la transition présentent une
certaine uniformité dans les fondements de leur remise en cause de l’approche standard
5
. Le point de
divergence principal réside dans le rôle accordé à l’incertitude. D’un côté, l’approche standard
considère que la mise en œuvre des réformes permettra de pallier les inefficiences initiales de façon à
atteindre une situation d’efficacité totale. A l’opposé, la prise en compte de l’incertitude amène les
auteurs institutionnalistes à appréhender la transition de manière ouverte et évolutive en l’envisageant
comme un processus. « A partir d’une situation initiale, l’économie est orientée dans la direction de
relations économiques plus décentralisées, sans pour autant qu’une fin à ce processus soit à priori
déterminée ». [Vercueil (2002), p. 56]. Les analyses institutionnalistes remettent en cause les trois
piliers fondateurs des organisations internationales. Elles réfutent l’hypothèse d’irréversibilité. La
conduite des réformes doit autoriser les essais et les erreurs. Elles remettent également en cause
l’hypothèse d’uniformité en insistant sur la diversité des situations. Les conditions initiales sont
déterminantes pour apprécier les stratégies possibles de réformes. A cet égard, la situation de la Russie
est très éloignée de celle des pays d’Europe de l’Est. En effet, la population russe souffre d’un manque
de culture capitaliste dans la mesure où le régime communiste a pendant près de 75 ans occulté toute
5
Précisons toutefois que les auteurs institutionnalistes ne proposent qu’une analyse rétrospective de la transition.
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
3
référence à la propriété privée et à l’esprit d’initiative. Pagé (2000) évoque à cet égard une absence
d’ « effet de mémoire »
6
. C’est sur le troisième pilier, l’hypothèse de rapidité, autrement dit le rythme
des réformes, que les discussions se sont focalisées. Les auteurs institutionnalistes sont plutôt
favorables à une stratégie graduelle, c’est-à-dire une démarche évolutive et modulée dans le temps
7
.
De leur point de vue, des réformes trop rapides renforceraient le risque d’un effondrement de la
production et d’un développement de la corruption. Stiglitz (1999) voit dans la propriété privée et la
concurrence les deux conditions nécessaires au bon fonctionnement d’une économie de marché, et
considère que le deuxième aspect est négligé par les institutions économiques internationales.
L’absence de mesures favorisant la concurrence peut être à l’origine d’importants déséquilibres et de
profonds bouleversements dans la conduite de la transition. C’est pourquoi les auteurs
institutionnalistes insistent sur la nécessité d’établir un cadre institutionnel visant à encourager la
concurrence et l’esprit d’initiative comme préalable à toute réforme. En d’autres termes, ils estiment
que les politiques de libéralisation, de stabilisation et de privatisation n’auront pas les effets escomptés
si elles ne sont pas accompagnées par la mise en place de structures institutionnelles adéquates. A
l’instar de Stiglitz (2002), il est possible de mettre l’accent sur deux types d’institutions : un ensemble
d’institutions juridiques et réglementaires visant à réguler la propriété privée, le commerce et le
système financier d’une part, et un ensemble d’institutions sociales telles qu’un système d’assurance
chômage et un marché du logement pour assurer la flexibilité sur le marché du travail.
2. Les années d’errance sous l’égide du FMI : 1992-1998
La politique de libéralisation constitue le premier temps des réformes. Dès le 1
er
janvier 1992,
les autorités russes décident de libérer les prix et le commerce extérieur, avec pour conséquence
immédiate une hausse sans précédent des prix. En 1992, le taux d’inflation atteint 1526 % absorbant
toute l’épargne et provoquant un effondrement des salaires réels. Cette situation d’hyperinflation a
obligé les autorités à mettre en œuvre le deuxième volet des réformes, à savoir la politique de
stabilisation. On assiste ainsi à un net durcissement de la politique monétaire marqué par une hausse
des taux d’intérêt et par la contraction de la masse monétaire. L’application du troisième axe des
réformes, le programme de privatisations, a été contrainte par l’engloutissement de l’épargne et
l’absence de marché des capitaux efficace [Pagé (2000), Stiglitz (2002)]
8
. Seules les personnes
proches du nouveau régime ont pu acheter ces entreprises à des prix « soldés » en échange de leur
soutien au gouvernement. Ces groupes d’intérêt, formant une véritable classe d’oligarques, ont pu
maintenir leur situation de monopole dans certains secteurs en multipliant les actes de pression et de
corruption. Ils constituent de ce fait un véritable obstacle à la transition. Finalement, les premières
années de la transition ont été marquées par un déclin brutal de la production, conséquence directe des
premières mesures, mais également de la baisse des débouchés liée à la dislocation du CAEM. En
1992, la chute du PIB atteint 14,5 %. Selon les institutions internationales, cette période de dépression
était inévitable. La production devait en effet prendre la forme d’une courbe en U, la poursuite des
réformes et le fonctionnement des mécanismes de marché à plein régime permettant à long terme
d’inverser la tendance initiale [Wyplosz (1999)].
6
La situation est sensiblement différente dans les pays d’Europe de l’Est si l’on considère que la domination communiste a
seulement duré 40 ans et qu’elle tolérait une certaine dose de secteur privé dans le secteur agricole (en Pologne notamment).
7
L’opposition entre thérapie de choc et gradualisme a suscité une importante littérature. Voir par exemple Roland (2001),
Wyplosz (1999) et World Bank (1996).
8
Le programme de privatisations russe peut être décomposé en deux phases. La première phase, à partir de 1992, a permis la
privatisation, sans difficulté majeure, des petites entreprises de services, par voie d’enchère avec une priorité accordée aux
employés. La privatisation des moyennes et grandes entreprises a été plus laborieuse. Le mode de privatisation principal a
consisté à accorder 51 % des parts de l’entreprise aux employés et dirigeants, 20 % sont conservés par l’Etat et 29 % sont mis
en vente sur le marché. Chaque citoyen recevait un bon de privatisation (un « voucher ») d’une valeur nominale de 10 000
roubles pour investir dans une entreprise. Mais l’habilité des dirigeants et des collectifs de travailleurs à récupérer ces
vouchers a conduit à l’échec de cette privatisation de masse. La deuxième phase, à partir de 1995 est connue sous le nom
d’opération « prêts contre actions ». L’Etat, en contrepartie des prêts qui lui ont été accordés confiait aux grandes banques
des actions des plus grandes entreprises, pour une durée de trois ans. Mais son incapacité à rembourser a en fait entraîné une
redistribution concertée des grandes entreprises à de puissants groupes financiers, en échange de leur soutien politique.
[Radvanyi (2000)].
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
4
Tableau 1 : Principaux indicateurs économiques de la Russie. 1994-2000.
1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
PIB (variation en %) -12,7 -4,2 -6,0 0,9 -4,9 5,4 9,0
Production industrielle
(variation en %) -20,9 -3,3 -5,0 2,0 -5,2 11,0 11,9
Production agricole
(variation en %) -12,0 -7,6 -5,1 0,1 -12,3 2,4 4,0
Indice des prix à la consommation
(moyenne annuelle %) 309,9 197,4 47,8 14,7 27,8 85,7 20,8
Solde budgétaire (% du PIB) -10,4 -3,9 -5,1 -5,8 -6,1 -0,8 1,9
Source : EBRD (2002)
Au milieu des années 90, le FMI et le gouvernement mettent en avant les progrès incontestables
accomplis par la Russie dans quatre domaines : le succès de la politique de désinflation marquée par
une stabilisation de taux d’inflation autour de 15 % en 1997, l’assainissement budgétaire, la
stabilisation du rouble et le retour à un taux de croissance positif en 1997 après cinq années de
dépression
9
. Les partisans de la thérapie de choc voient par ces résultats encourageants le succès des
réformes. A l’opposé, les auteurs institutionnalistes considèrent qu’il ne s’agit que d’une façade qui
dissimule des handicaps structurels profonds. Premièrement, la désinflation va de pair avec la
démonétarisation de l’économie. En effet, la politique monétaire restrictive a provoqué une crise de
liquidités qui a eu pour conséquence le développement de paiements des salaires en nature et la
réapparition de comportements de troc (qui étaient une caractéristique du système soviétique). Ainsi,
on estime que la part du troc dans les échanges interentreprises est passée de 7 % en octobre 1993 à
50 % début 1998 [Pagé (2000)]. Deuxièmement, la stabilisation budgétaire n’est que la conséquence
de séquestrations budgétaires imposées par le FMI, c’est-à-dire de la rupture de certains engagements
de l’Etat comme en témoigne le report de paiement des salaires des fonctionnaires et des transferts
sociaux. En fait, ces coupes sont étroitement liées au problème chronique de l’insuffisance des
ressources budgétaires. Trois facteurs peuvent expliquer la faiblesse des ressources de l’Etat : la
multiplication des comportements d’évasion fiscale, la chute de la production qui pénalise le
rendement de l’impôt et l’insuffisance des gains provenant des privatisations. Le financement du
déficit budgétaire pose également un problème. Le FMI, opposé à un financement par création
monétaire, a imposé un financement par émission de titres (GKO et OFZ) qui a engendré un
alourdissement de la charge de la dette interne. Troisièmement, même si la politique d’ancrage
nominal du rouble sur le dollar mise en œuvre en 1995 a favorisé la stabilisation du rouble, le fort
différentiel d’inflation entre la Russie et les Etats Unis a provoqué une appréciation réelle du taux de
change. Cette surévaluation du rouble a certes profité aux consommateurs de produits importés (la
classe d’oligarques) mais a fortement pénalisé les producteurs nationaux en entraînant une baisse
importante de leur compétitivité
10
. Cette perte de compétitivité, ajoutée au sous-investissement
chronique dont souffre l’économie russe, est à l’origine d’un véritable mouvement de
désindustrialisation et d’un accroissement sans précédent du chômage
11
. Quatrièmement, l’économie
russe est en situation de véritable « désinstitutionnalisation » [Sapir (1997)]. Aucun cadre juridique et
réglementaire destiné à encadrer les marchés et la concurrence n’a été mis en place. Par ailleurs, le
système bancaire et financier se révèle incapable d’assurer sa mission de financement de l’économie.
9
Le taux de croissance du PIB s’élève à 0,9 % en 1997. Voir tableau 1.
10
Le FMI n’était pas favorable à une dévaluation qui remettrait en cause la réussite de la désinflation.
11
Le taux de chômage officiel atteint 11,2 % en 1997 alors que les taux avant la chute du régime communiste étaient proches
de zéro.
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
5
3. La crise de 1998 et ses conséquences
Le mois d’août 1998 correspond au déclenchement d’une crise financière en Russie,
conséquence de la crise asiatique de 1997, mais également de disfonctionnements plus profonds.
Quatre facteurs déclencheurs ont été mis en avant [Sapir (1998), Stiglitz (2002)] : (i) la baisse du prix
de l’énergie liée au déclin de la demande mondiale provoquée par la crise asiatique ; (ii) la
surévaluation du rouble qui pénalise les producteurs nationaux ; (iii) l’endettement lourd tant au
niveau externe (suite aux prêts successifs et massifs des institutions internationales) qu’interne ; (iv) la
fragilité du secteur bancaire, les grandes banques étant pénalisées par un manque de liquidités et par la
chute des cours boursiers
12
.
En juillet 1998, l’économie russe est au bord de l’implosion. La fuite des capitaux a obligé les
institutions internationales à apporter une aide d’urgence de 22,6 milliards de dollars
13
en vue de
soutenir le taux de change. Ce plan de sauvetage ne permet pas d’éviter le déclenchement de la crise.
Le 17 août 1998, les autorités russes prennent quatre mesures d’urgence, sans l’aval du FMI. Elles
décrètent le défaut de paiement sur la dette interne, un moratoire de 90 jours sur le remboursement de
la dette extérieure, annoncent une dévaluation du rouble de 60 % et la mise en place d’un contrôle
temporaire des flux de capitaux. Le déclenchement de la crise a également entraîné un bouleversement
politique avec la nomination d’un nouveau gouvernement sous la direction de E. Primakov qui exclut
les tendances extrêmes et semble jouir d’une réelle liberté d’action, par rapport au FMI et aux groupes
d’intérêt notamment [Sapir (1999)]. La gestion de la crise a été globalement réussie. La mise sous
contrôle de la masse monétaire a empêché un retour de l’hyperinflation et la dévaluation a dopé
l’économie réelle et plus particulièrement l’industrie en augmentant la compétitivité des producteurs
nationaux. L’économie russe retrouve un taux de croissance positif dès 1999 (3,2 %). Ce retour à la
croissance, accompagné d’une baisse de l’évasion fiscale semble avoir stabilisé la situation budgétaire.
Par ailleurs, la mise en place d’un contrôle temporaire a limité la fuite de capitaux. Enfin, le
gouvernement Primakov et ses successeurs semblent avoir pris conscience de la nécessité d’établir un
cadre institutionnel fort et notamment de refondre le système bancaire et financier.
En définitive, la crise de 1998 ne semble avoir eu qu’un impact de court terme. Elle a par
ailleurs eu le mérite d’initier une nouvelle orientation dans la politique économique accordant plus de
poids aux objectifs de long terme. Sapir (1999) évoque un « tournant salutaire ». A l’opposé, le FMI
assure que sa stratégie était valable et que la détérioration du contexte économique est due à
l’enlisement des réformes dès 1993. L’écart entre les politiques effectivement mises en œuvre et les
recommandations du FMI aurait renforcé la mainmise de puissants détenteurs d’intérêts sur le pouvoir
économique et politique, et aurait favorisé le développement de comportements de recherche de rente
par des groupes opposés à l’instauration de la libre concurrence [Aslund (1999), Fisher, Sahay
(2000)]. Le FMI semble toutefois avoir modifié sa position dans la mesure où il reconnaît qu’il est de
son devoir d’assurer la concurrence en accordant plus d’attention au rôle des institutions.
Même si depuis 1998, on a assisté à une réorientation des réformes et à un rebond de la
croissance, la période 1992-1998 a été marquée par un déclin brutal du PIB, de l’ordre de 35 %. Il
s’agit pour nous d’apprécier l’impact de la transition sur les conditions de vie de la population,
autrement dit d’identifier l’influence du contexte économique sur la pauvreté en proposant une analyse
descriptive des dynamiques de pauvreté.
3. Dynamiques de la pauvreté monétaire en Russie
L’objet de cette section est dans un premier temps de présenter le cadre conceptuel nécessaire à
l’étude des dynamiques de la pauvreté monétaire, et dans un second temps d’analyser, à partir de
données transversales, l’évolution et la structure de la pauvreté en Russie entre 1994 et 2000.
12
Les grandes banques possèdent une grande partie des titres boursiers qu’elles utilisent comme contrepartie à des prêts.
13
Payés par le FMI, la Banque Mondiale et le gouvernement Japonais.
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
6
1. Cadre méthodologique et sources statistiques
A. Mesure de la pauvreté monétaire
La mesure de la pauvreté au sein d’une société s’opère à deux niveaux. Au niveau individuel
d’une part, il convient de déterminer si un ménage est pauvre et dans quelle ampleur (distance qui
sépare son bien-être de la ligne de pauvreté). Au niveau agrégé d’autre part, il s’agit de retenir une
mesure qui synthétise les trois dimensions de la pauvreté, à savoir l’incidence, l’intensité et l’inégalité.
Nous avons choisi de nous focaliser sur quelques indices représentatifs plutôt que d’établir une liste
exhaustive de l’ensemble des mesures avancées dans la littérature. Foster et al. (1984) ont proposé une
série de mesures, les indices FGT, respectant la propriété de décomposabilité, nécessaire à l’analyse
des dynamiques de pauvreté. L’expression générale de ces indices est donnée par :
P
α
=
n
1
[(z-y
=
q
i 1
i
) / z]
α
(1)
Avec n la population totale, q le nombre de personnes pauvres, α un paramètre d’aversion pour la
pauvreté, z la ligne de pauvreté et y
i
le bien-être du ménage i. En fonction de la valeur de α, il est
possible de distinguer trois indices caractéristiques. Dans le cas où l’aversion pour la pauvreté α est de
0, la mesure correspondante est l’incidence ou le ratio de pauvreté P
0
14
:
P
0
=
n
q
(2)
Si α est égal à l’unité, on retrouve l’intensité ou la profondeur de la pauvreté P
1
:
P
1
=
n
1
=
q
i 1
z
yz
i
(3)
Enfin, une valeur de 2 pour le paramètre α permet de définir l’inégalité ou la sévérité de la pauvreté
P
2
:
P
2
=
n
1
=
q
i 1
2
z
yz
i
(4)
La pertinence de ces trois indices de pauvreté dépend du respect de deux axiomes mis en
évidence par Sen (1976). L’axiome de monotonicité, en premier lieu, stipule que « toutes choses étant
égales par ailleurs, une réduction du bien-être d’une personne en dessous de la ligne de pauvreté doit
augmenter l’indice de pauvreté » [Sen (1976), p. 219]. En second lieu, l’axiome de transfert énonce
que « toutes choses étant égales par ailleurs, un transfert de bien-être d’une personne en dessous de la
ligne de pauvreté vers n’importe quelle personne plus riche doit augmenter l’indice de pauvreté »
[Sen (1976), p. 219]. Premièrement, l’incidence de la pauvreté P
0
, indice le plus couramment utilisé du
fait de sa simplicité d’interprétation, ne respecte aucun des deux axiomes puisqu’elle représente
seulement la part des individus pauvres dans l’ensemble de la population. L’intensité de la pauvreté
P
1
, deuxièmement, tient compte de l’écart entre le revenu ou la dépense et le seuil de pauvreté et
respecte de ce fait l’axiome de monotonicité. Elle ne satisfait toutefois pas l’axiome de transfert dans
la mesure où les écarts de pauvreté ne sont pas pondérés. En revanche, l’inégalité de la pauvreté P
2
respecte les deux axiomes de Sen, et notamment l’axiome de transfert, puisque cet indice accorde plus
de poids aux individus les plus éloignés du seuil de pauvreté. Les écarts de pauvreté des pauvres sont
pondérés par ces mêmes écarts. Ainsi, des écarts de pauvreté normalisés par la ligne de pauvreté de 10
et 80 % seront respectivement pondérés par 10 et 80 % [Ravallion (1992)].
14
Il existe d’autres indices de pauvreté monétaire que nous ne présenterons pas ici : l’indice de Watts (1968), l’indice de Sen
(1976) et l’indice de Clark, Hemming, Ulph (1981). Pour une présentation détaillée, voir Deaton (1997).
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
7
Les comparaisons de pauvreté peuvent s’opérer à la fois dans le temps et entre secteurs ou
groupes socioéconomiques. La détermination de profils de pauvreté constitue l’outil de base de
l’analyse de la structure sectorielle de la pauvreté dans la mesure où ils décrivent la répartition de la
pauvreté entre différents sous-groupes, ces différents sous-groupes étant définis selon un critère précis
tels que le milieu (urbain - rural), le sexe, la localisation géographique, etc. A cet égard, l’utilisation
d’indices de pauvreté additivement décomposables, tels que les indices FGT, présente de réels
avantages pratiques. Supposons que l’on puisse diviser la population en m sous-groupes (j = 1…m).
Un profil de pauvreté donne la valeur des indices de pauvreté pour chaque segment (P
j
). Il est alors
aisé de déterminer la pauvreté globale en calculant la moyenne des différents indices, pondérée par la
part de chaque groupe socioéconomique dans la population.
P =
P
=
m
j 1
j
n
n
j
(5)
Le simple calcul d’indices de pauvreté ne peut être suffisant pour appréhender les dynamiques de
pauvreté. Il importe de mener des investigations supplémentaires, en utilisant des outils permettant de
tester la robustesse de ces dynamiques.
B. Robustesse des dynamiques de pauvreté
α. Robustesse des comparaisons cardinales de pauvreté
Le premier de ces outils est le test de nullité des différences de pauvreté présenté par Kakwani
(1990), qui n’est autre qu’une extension d’un test de significativité des différences de moyennes. La
mise en œuvre de ce test impose tout d’abord d’exprimer les erreurs types asymptotiques des indices
FGT dans le cas respectivement où α = 0 et α
> 1 :
SE(P
0
) = nPP /)1(
00
(6)
SE(Pα) =
nPP /)(
2
2
α
α
(7)
La statistique t, égale au rapport de la valeur de l’indice de pauvreté considéré et de l’erreur type
asymptotique associée, suit une distribution asymptotique normale de moyenne nulle et de variance
unitaire. Elle permet de tester la nullité des indices de pauvreté. Un t supérieur à 1,96 signifie que
l’hypothèse de nullité de l’indice doit être rejetée au seuil de 5 %. Considérons désormais deux
échantillons n
1
et n
2
et deux indices de pauvreté correspondants P
*1
et P
*2
. Il est possible de calculer la
statistique η comme suit :
η = (P
*1
– P
*2
) / SE(P
*1
– P
*2
) (8)
Avec SE(P
*1
– P
*2
) = )/()/(
2
2
21
2
1
nn
σσ
+ et = SE(P
i
σ
*i
).
i
n
. La statistique η suit également une
distribution asymptotique normale centrée réduite. En conséquence, si la valeur absolue calculée de η
est inférieure à 1,96, la différence entre les deux indices de pauvreté n’est pas statistiquement
significative, pour un niveau de confiance de 5 %.
β. Robustesse des comparaisons ordinales de pauvreté
L’objectif de ce paragraphe est de présenter un cadre méthodologique permettant de classer les
différentes distributions et de tester la robustesse de ces classements.
Les courbes d’incidence de la pauvreté peuvent dans un premier temps permettre de mettre en
œuvre un test de dominance stochastique de premier ordre. Un courbe d’incidence de la pauvreté est
une représentation graphique de la fonction de distribution cumulée F(z), présentant en abscisses la
dépense par tête et en ordonnées le pourcentage cumulé de ménages. Chaque point de la courbe
indique par conséquent la proportion de la population qui dépense une somme inférieure à la valeur de
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
8
l’abscisse. Considérons deux distributions A et B et supposons qu’il existe un seuil de pauvreté
maximum z
max
. Si tous les points de la courbe de A se trouvent au dessus de la courbe de B pour des
valeurs de dépenses inférieures à z
max
, alors la pauvreté est plus importante en A qu’en B. Il y a
dominance de premier ordre de A sur B. Si en revanche les deux courbes se croisent, le classement
devient ambigu. Une première solution visant à pallier cette absence de robustesse dans l’ordre des
distributions consisterait à réduire l’intervalle de variations des lignes de pauvreté
15
. Mais la solution
la plus pertinente réside dans la mise en œuvre d’un test de dominance de second ordre à partir des
courbes TIP (Trois ‘i’ de la pauvreté) [Jenkins, Lambert (1998)]
16
.
Les courbes TIP, représentées dans un graphique affichant en ordonnées la somme cumulée des
écarts de pauvreté normalisés et en abscisses la proportion cumulée de ménages p, résument les trois
dimensions de la pauvreté, à savoir l’incidence, l’intensité et l’inégalité. Soient x une distribution de
dépenses pour n ménages rangées par ordre croissant tel que 0
< x
1
<< x
n
et Q l’ensemble des
indices de pauvreté normalisés Q(x / z). Définissons
Γ
xi
le vecteur des écarts de pauvreté normalisés :
Γ
xi
= Max [(z-x
i
) / z ; 0] (9)
Une courbe TIP, définie par
Γ
et p [TIP (
Γ
, p)] est une fonction croissante et concave de p, qui pour
des dépenses supérieures à la ligne de pauvreté z devient horizontale. Les courbes TIP permettent de
procéder à une analyse de dominance. Considérons en effet un seuil de pauvreté unique et deux
distributions x et y avec les courbes correspondantes TIP (
Γ
x
, p) et TIP (
Γ
y
, p). Si TIP (
Γ
x
, p) > TIP
(
Γ
y
, p) pour tout p appartenant à (0 ;1), alors
Γ
x
TIP domine
Γ
y
TIP et donc Q (x / z’) > Q (y / z’) pour
tous les seuils de pauvreté z’
< z et pour tous les indices Q contenus dans Q. Autrement dit, la
dominance de TIP (
Γ
x
, p) sur TIP (
Γ
y
, p), marquée par l’absence de points d’intersection entre les deux
courbes, est une condition nécessaire et suffisante pour affirmer sans ambiguïté que la pauvreté est
plus importante en x qu’en y.
C. Sources statistiques
Avant la chute du régime communiste, l’évaluation du niveau et des conditions de vie des
ménages se faisait à partir des données collectées par le Goskomstat
17
dans le cadre des Enquêtes sur le
Budget des Familles (Family Budget Survey). La collecte des données suivait le principe de branche :
seuls les salariés d’un échantillon d’entreprises d’Etat étaient interrogés sur les conditions de vie de
leur famille
18
. Un certain nombre de catégories sociales étaient donc exclues : les dirigeants du parti
communiste, les militaires, les exclus du système, etc. Par ailleurs, l’échantillon d’entreprises n’était
pas établi de manière aléatoire, comme en témoigne la surreprésentation des grandes entreprises
urbaines. Même si les autorités ont prolongé les Enquêtes sur le Budget des Familles après
l’effondrement de l’Union Soviétique, elles ne peuvent en aucun cas constituer un support fiable pour
une analyse de la pauvreté. En 1992, en vue de pallier ces déficiences, le Goskomstat, l’Université de
Caroline du Nord, le Centre Russe de Médecine Préventive et l’Institut Russe de Sociologie ont
conjointement diligenté, avec l’assistance technique et financière de la Banque Mondiale et de
l’Agence Américaine pour le Développement International, la première enquête de panel
représentative à l’échelle nationale : le Russia Longitudinal Monitoring Survey (RLMS). Les enquêtes
RLMS sont en fait constituées de deux phases. La première phase fournit des observations en quatre
points du temps (rounds I à IV entre 1992 et 1994) pour un échantillon initial de 6334 ménages. Pour
la deuxième phase, l’échantillon initial comprend 3973 ménages interrogés cinq fois entre novembre
1994 et septembre 2000 (rounds V à IX). Les comparaisons entre les deux phases ne sont pas
pertinentes dans la mesure où les échantillons et les méthodes d’échantillonnage diffèrent. C’est la
raison pour laquelle la présente étude s’appuie sur les données de la deuxième phase des RLMS.
L’échantillon, déterminé par stratification multiple (quatre niveaux de stratification avec tirage
aléatoire pour le dernier niveau de stratification)
19
, a été réapprovisionné en octobre 1998 pour
15
En introduisant un seuil de pauvreté minimum z
min
et en réduisant la valeur de z
max
.
16
Voir également Lachaud (1999), Lachaud (2001).
17
Institut National de la Statistique.
18
Un échantillon séparé concerne les retraités de cet échantillon d’entreprises.
19
Pour plus de précisions sur la méthode d’échantillonnage, voir Swafford (1997).
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
9
compenser les observations devenus non renseignés au fil du temps. Nous retenons ici quatre vagues,
plus précisément les rounds V (novembre 1994), VII (octobre 1996), VIII (octobre 1998), IX
(septembre 2000)
20
. Les données collectées au niveau des ménages fournissent des informations
détaillées sur les conditions de vie (revenus, dépenses, conditions de logement, accès à la terre), alors
que les données portant sur les individus concernent l’emploi, la santé et la migration. Il convient
toutefois d’apporter deux réserves. Les enquêtes RLMS, d’une part, ne sont pas représentatives à
l’échelle régionale. D’autre part, la plupart des informations collectées étant mensuelles, il apparaît
difficile d’apprécier le caractère saisonnier de certains revenus et dépenses.
Concernant la ligne de pauvreté, plutôt que de retenir le seuil de pauvreté international de 4
dollars par jour traditionnellement utilisé pour les pays en transition, nous avons choisi d’adopter le
Seuil Minimum de Subsistance. Il s’agit de la ligne de pauvreté officielle créée dès 1918 mais
abandonnée dans les années 30 dans la mesure où les autorités ont déclaré la pauvreté éradiquée en
Union Soviétique [Iarygina (1994)]. Dans les années 60, sous Khrouchtchev, un nouveau seuil
minimum de subsistance est mis en place. Même si ces valeurs ne sont pas publiées, il sert de base au
calcul du salaire minimum et des allocations familiales. Il faut attendre 1987 pour le retour officiel
d’une ligne de pauvreté. En 1992, l’hyperinflation provoquée par la libéralisation des prix rend ce
minimum de subsistance inutilisable. Il est donc révisé en tenant compte des standards internationaux
de l’OMS et de la FAO. C’est ce seuil que nous avons choisi d’utiliser. Il représente le montant
monétaire nécessaire pour assurer le minimum nutritionnel et les besoins quotidiens d’un individu
(fuel, loyer, énergie…)
21
. Il est réévalué tous les mois pour tenir compte de l’évolution des prix
22
.
Ainsi, nos analyses seront fondées sur des lignes de pauvreté, exprimées en termes réels et calculées
pour un adulte, de 1828, 1755, 1432 et 1555 roubles par mois respectivement pour novembre 1994
(round V), octobre 1996 (round VII), octobre 1998 (round VIII) et septembre 2000 (round IX).
Les premières analyses de la pauvreté en Russie durant la transition ont fréquemment utilisé le
revenu disponible des ménages comme indicateur de bien-être
23
. Cette approche est contestable à deux
niveaux [Clarke (1999)]. Premièrement, les revenus ont tendance à être sous-estimés, surtout depuis
l’explosion des activités informelles. Deuxièmement, les revenus sont très fluctuants, et ce,
particulièrement en Russie du fait des problèmes d’irrégularités de paiement des salaires et des
transferts sociaux. Une manière plus satisfaisante d’aborder le phénomène de pauvreté consiste donc à
appréhender le niveau de vie par les dépenses de consommation des ménages. Dans le cadre des
RLMS, l’indicateur de dépenses, exprimé en termes réels, prend en compte toutes les dépenses
monétaires en biens (alimentaires et non alimentaires) et services, ainsi que les transferts versés.
L’indicateur intègre par ailleurs la valeur imputée de l’autoconsommation et le montant de l’épargne,
suggérant que l’on raisonne en termes de consommation potentielle et non de consommation courante.
En outre, la présente analyse tient compte des écarts de dépenses de consommation liés aux
différences de composition démographique des ménages. Pour passer au bien-être en équivalent
adulte, il est nécessaire de prendre en compte une échelle d’équivalence, c’est-à-dire de tenir compte à
la fois du coût relatif premier adulte / autres adultes (
γ
a
), du coût relatif premier adulte / enfants (
γ
e
) et
d’un facteur d’économies d’échelle traduisant le gain d’un ménage de deux individus par rapport à un
ménage d’un seul individu (
θ
). Formellement, l’échelle d’équivalence peut être exprimée comme suit :
EQ = (1 +
γ
a
.A +
γ
e
.E)
θ
(10)
A et E représentent respectivement le nombre d’adultes après le premier adulte et le nombre
d’enfants dans le ménage
24
. Conformément à Grootaert, Braithwaite (1998), nous avons décidé
d’adopter l’échelle d’équivalence de l’OCDE caractérisée par l’équation (11) :
20
Taille des échantillons : 3763 ménages en 1994, 3562 en 1996, 3622 en 1998 et 3777 en 2000.
21
Précisons que la part destinée aux produits alimentaires est prépondérante : elle atteint 68,3 % pour seulement 19,1 % pour
les produits non alimentaires, 7,4 % pour les services et 5,2 % pour les impôts et paiements. En 2000, le Ministère du travail
et le Goskomstat ont proposé une nouvelle méthode de calcul du seuil minimum de subsistance accordant plus de poids aux
produits non alimentaires et aux services.
22
Pour les valeurs mensuelles du seuil minimum de subsistance, voir Russian Economic Trends (2000).
23
Citons pour exemple Mroz, Popkin (1995) et Lokshin, Popkin (1999).
24
Voir Deaton (1997) pour une discussion sur le problème des échelles d’équivalence et pour un aperçu des techniques
d’estimation du facteur d’économies d’échelle.
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
10
EQ
OCDE
= (1 + 0,7.A + 0,5.E)
0,7
(11)
Le choix de la valeur du facteur d’économies d’échelle pour la Russie a fait l’objet d’importantes
discussions. Nous avons choisi une valeur conventionnelle de 0,7 proche des valeurs de 0,62 estimée
par Milanovic, Jovanovic (1999) et de 0,75 utilisée par Jovanovic (2001). Enfin, en vue de raisonner à
partir d’une ligne de pauvreté unique (z = 1828,63 par adulte et par mois), il convient d’ajuster les
dépenses de 1996, 1998 et 2000 aux prix de 1994 en utilisant le rapport des seuils de pauvreté comme
déflateur.
2. Evolution de la pauvreté nationale
Les valeurs des indices FGT pour 1994, 1996, 1998 et 2000, ainsi que les valeurs de la
statistique
η
testant l’hypothèse de nullité des écarts de pauvreté pour les différents couples d’années
sont reportées dans le tableau 2
25
. Considérons dans un premier temps l’évolution de long terme. La
pauvreté nationale s’est accrue très sensiblement entre 1994 et 2000. A titre d’illustration, l’incidence
de la pauvreté P
0
a augmenté de près de 8 points (de 14,4 % à 22,3 %), l’intensité P
1
de 2 points et
l’inégalité P
2
d’un peu moins de 1 point. La pauvreté s’est donc accentué mais est également devenue
plus profonde et plus sévère. Ces premiers résultats semblent confirmer l’impact négatif des réformes
sur la population. La thérapie de choc mise en place conjointement par le FMI et les autorités russes a
eu d’évidentes répercussions sociales en provoquant l’effondrement des salaires réels, la hausse du
chômage et le creusement des inégalités
26
. Il est toutefois nécessaire de mener des investigations
supplémentaires pour pouvoir conclure avec certitude sur une accentuation de la pauvreté.
Premièrement, les écarts de pauvreté entre 1994 et 2000 sont significativement différents de zéro dans
la mesure où la statistique
η
est supérieure à 1,96 en valeur absolue pour les trois indices de pauvreté.
Deuxièmement, le test de dominance de second ordre, à partir des courbes TIP présentées sur la figure
1, permet de classer la pauvreté en 1994 et 2000 sans ambiguïté. En effet, étant donnée une ligne de
pauvreté commune aux deux distributions (z = 1828,63 roubles par mois), la dominance de TIP(
Γ
2000
)
sur TIP(
Γ
1994
) est une condition nécessaire et suffisante pour affirmer que Q(1994/z’) est inférieur à
Q(2000/z’) pour z’
< z. En d’autres termes, le fait que les courbes TIP ne se coupent pas pour ces deux
distributions signifie que la pauvreté en 2000 est plus élevée qu’en 1994.
Si l’on considère dans un second temps les évolutions intermédiaires, il apparaît que sur la
période 1994-1998, la pauvreté a augmenté sensiblement puisque l’écart de pauvreté est statistiquement
significatif pour les trois indices et que la courbe TIP(
Γ
1998
) domine la courbe
TIP(
Γ
1994
). L’évolution n’est toutefois pas uniforme. La hausse de l’incidence atteint 8,5 points de
pourcentage entre 1994 et 1996 pour seulement 4,5 points entre 1996 et 1998. Cette différence de
rythme est encore plus perceptible dans le cas de l’inégalité de la pauvreté P
2
qui s’est accrue de plus de
2 points entre les deux premières années avant de stagner entre les deux suivantes. En d’autres termes,
le test de dominance ne nous permet pas de hiérarchiser de manière robuste la pauvreté en 1996 et 1998
puisque la courbe TIP(
Γ
1998
) ne domine pas la courbe TIP(
Γ
1996
). Néanmoins, les indices FGT atteignent
leur valeur maximale en 1998, en novembre pour être plus précis, quelques mois après le
déclenchement de la crise financière
27
. A partir de 1998, on assiste à une baisse marquée de la pauvreté.
L’incidence P
0
retrouve son niveau de 1996 (autour de 23 %), l’intensité et l’inégalité un niveau
inférieur. Ceci semble suggérer que les pauvres ont bénéficié du retour de la croissance en 1999 et 2000
lié à la dévaluation et à la réorientation de la politique économique. Par conséquent, la crise de 1998 n’a
eu qu’un impact de court terme sur les populations. La période considérée est toutefois trop courte pour
parler d’un renversement de tendance définitif.
25
Le tableau 2 affiche par ailleurs les erreurs types asymptotiques permettant de tester l’hypothèse de nullité des indices de
pauvreté. La statistique t est égale au rapport de la valeur de l’indice et de l’erreur type. Dans le cas où elle présente une
valeur supérieure à 1,96, on peut rejeter l’hypothèse de nullité au seuil de 5 %. C’est le cas pour tous les indices puisque la
statistique t varie de 14,9 à 34,4 selon l’indice et l’année considérés.
26
Voir les principaux indicateurs sociaux dans le tableau A1 en annexes.
27
Ce résultat confirme les conclusions de plusieurs études antérieures [OCDE (2001), Klugman, Braithwaite (1999)]. C’est
par ailleurs à l’occasion de la crise de 1998 qu’a été introduit le concept de « nouveaux pauvres » pour définir les ménages
qui sont entrés en situation de pauvreté au moment de la crise.
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
11
Tableau 2 : Mesures de la pauvreté et statistique η testant l’hypothèse de nullité des écarts de pauvreté.
Russie 1994-2000
1
.
Indices de
pauvreté 1994 1996 1998 2000
Incidence P0
Valeur P0
2
0,1440 0,2308 0,2756 0,2231
0,006 0,007 0,008 0,007
η
3
1994 . 9,41* 13,16* 8,58*
1996 . . 4,23* -0,78
1998 . . . -4,95*
2000 . . . .
Intensité P1
Valeur P1
2
0,0548 0,0918 0,1051 0,0743
0,003 0,004 0,004 0,003
η
3
1994 . 7,40* 10,06* 4,60*
1996 . . 2,35* 3,50*
1998 . . . -6,16*
2000 . . . .
Inégalité P2
Valeur P2
2
0,0298 0,0515 0,0576 0,0368
0,002 0,003 0,003 0,002
η
3
1994 . 6,03* 7,72* 2,47*
1996 . . 1,45 -4,08
1998 . . . -5,78*
2000 . . . .
Notes : (1) Indices de la classe FGT avec α = 0, α = 1 et α = 2. Ligne de pauvreté de 1828,63 roubles par tête et par mois. (2)
Les erreurs types sont indiquées en italique. (3) Le calcul des statistiques η suit Kakwani (1990). Une (*) signifie que les
différences de pauvreté sont statistiquement significatives au seuil de 5 %.
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
Figure 1: Courbes TIP selon l’année. Russie 1994-2000.
Proportion cumulée de ménages
,22,18,13,10,07,03,00
Somme cumulée des écarts de pauvreté / tête
,10
,08
,06
,04
,02
0,00
Année
1994
1996
1998
2000
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
12
Précisons pour finir que nos estimations de l’incidence de la pauvreté diffèrent assez
sensiblement des estimations officielles
28
. En effet, les mesures du Goskomstat tendent à surestimer
légèrement la pauvreté et montrent des évolutions bien différentes. Elles révèlent une quasi-stagnation
de la pauvreté entre 1994 et 1998 et ne font pas apparaître la diminution de la pauvreté intervenue
après la crise de 1998. Ces écarts de niveaux et de tendances sont imputables à la piètre qualité des
données du Goskomstat, mais proviennent également des différences de méthodologie, les estimations
officielles reposant sur le revenu et non pas sur la dépense. Cependant, malgré ces divergences, qui
reposent sur des sources statistiques et des méthodes différentes, la part de la population russe en
situation de pauvreté est importante et s’est accrue significativement tout au long de la période de
transition.
3. Evolution structurelle de la pauvreté
A. Pauvreté et milieu
Bien que la situation du secteur rural en termes de pauvreté soit plus favorable que celle du
secteur urbain en 1992, la mise en œuvre des premières réformes a eu un impact dramatique sur les
conditions de vie du milieu rural et a entraîné une inversion de tendance dès 1993 [World Bank (1995,
1999), OCDE (2001)]. Il s’agit ici d’appréhender la pauvreté selon une décomposition urbain / rural en
1994 et 2000, en ayant à l’esprit que la Russie est un pays fortement urbanisé présentant un taux
d’urbanisation de l’ordre de 75 %, proche de celui des principaux pays occidentaux. Le tableau 3
présente les indices FGT, les erreurs types associées et la statistique η testant la nullité des différences
de pauvreté en fonction du milieu. Précisons préalablement que les indices FGT sont statistiquement
significatifs dans la mesure où la statistique t excède 1,96 dans tous les cas.
En 1994, la pauvreté rurale est légèrement supérieure à la pauvreté urbaine quel que soit l’indice
considéré. Par exemple, l’incidence de la pauvreté atteint 15,83 % dans le secteur rural pour seulement
13,94 % dans le secteur urbain. Même si la statistique η est inférieure à 1,96 en valeur absolue,
indiquant que les différences de pauvreté urbain / rural ne sont pas statistiquement différentes de zéro,
le test de dominance de second ordre [figure 2] nous permet d’affirmer sans ambiguïté que la pauvreté
est plus élevée dans le secteur rural puisque la courbe TIP(
Γ
rural ; 1994
) domine TIP(
Γ
urbain ; 1994
).
Concernant le secteur urbain, la distinction entre les métropoles et les autres zones urbaines semble
peu pertinente pour 1994. En effet, bien que le ratio de pauvreté P
0
soit supérieur dans les métropoles,
il semble difficile de conclure que la pauvreté y est plus importante dans la mesure où l’intensité P
1
et
l’inégalité P
2
de la pauvreté sont plus élevées dans les zones urbaines intermédiaires.
L’analyse de l’évolution de la pauvreté entre 1994 et 2000 permet de tirer trois enseignements.
En premier lieu, les deux secteurs ont connu un accroissement marqué de la pauvreté pour les trois
indices considérés, la statistique η et le test de dominance de second ordre [figure 2] corroborant cette
tendance. Précisons que dans le cas des métropoles, l’accroissement de la pauvreté est modéré et non
significativement différent de zéro. En second lieu, l’augmentation de la pauvreté observée dans le
secteur rural dépasse celle du secteur urbain. Ainsi, en termes d’incidence, la pauvreté rurale s’est
accrue de 12 points, contre seulement 7 points pour le secteur urbain. L’écart de pauvreté entre les
deux secteurs tend donc à se creuser, comme le prouvent le test de dominance de second ordre
[TIP(
Γ
rural ; 2000
) domine nettement TIP(
Γ
urbain ; 2000
)] et le test de Kakwani. La statistique η urbain / rural
en 2000 est supérieure à 1,96, indiquant par là même que l’écart de pauvreté sectoriel est significatif
alors qu’il ne l’était pas en 1994. En troisième lieu, la situation du secteur urbain en 2000 est toujours
relativement homogène. L’incidence de la pauvreté est proche de 20 % tant dans les métropoles que
dans les autres zones urbaines.
B. Pauvreté et localisation géographique
Il peut s’avérer intéressant, pour un pays aussi vaste que la Russie (17 075 000 km², soit plus de
30 fois la superficie de la France) d’analyser la répartition de la pauvreté selon la localisation
géographique et de mettre à jour les disparités régionales. Nous avons adopté une stratification à huit
28
Voir tableau A1 en annexes.
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
13
Tableau 3 : Mesures de la pauvreté en termes de ménages selon le milieu – urbain, rural. Russie 1994 et
2000
1
.
1994 2000 η
3
Incidence Intensité Inégalité Incidence Intensité Inégalité Incidence Intensité Inégalité
P0
2
P1
2
P2
2
P0
2
P1
2
P2
2
P0 P1 P2
Urbain 0,1394 0,0527 0,0284 0,2035 0,0667 0,0327 6,41* 2,80* 1,52
0,006 0,003 0,002 0,008 0,004 0,002
Métropoles 0,1572 0,0513 0,0257 0,19 0,0692 0,0371 0,89 1,05 1,00
0,025 0,011 0,007 0,027 0,013 0,009
Autres 0,1380 0,0528 0,0286 0,2049 0,0664 0,0322 5,87* 2,72* 1,29
0,007 0,003 0,002 0,009 0,004 0,002
Rural 0,1583 0,0613 0,0342 0,275 0,0946 0,0478 6,07* 3,61* 2,13*
0,012 0,006 0,004 0,015 0,007 0,005
η urbain / rural
3
1,41 1,28 1,29 4,21* 3,49* 2,80*
Ensemble 0,1440 0,0548 0,0298 0,2231 0,0743 0,0368 8,58* 4,60* 2,47*
0,006 0,003 0,002 0,007 0,003 0,002
Notes : (1) Indices de la classe FGT avec α = 0, α = 1 et α = 2. Ligne de pauvreté de 1828,63 roubles par tête et par mois. (2)
Les erreurs types sont indiquées en italique. (3) Kakwani (1990). Une (*) signifie que les différences de pauvreté sont
statistiquement significatives au seuil de 5 %.
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
Figure 2 : Courbes TIP selon le milieu et l’année. Russie 1994-2000.
Proportion cumulée denages
,18,13,11,08,05,03,00
Somme cumul ée des écar ts de pauvr eté / têt e
,12
,10
,08
,06
,04
,02
0,00
Année / M ilieu
1994 urbain
1994 rural
2000 urbain
2000 rural
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
niveaux, correspondant aux huit zones économiques de la Russie, à savoir Moscou, Saint-Pétersbourg,
le Nord et Nord Ouest, le Centre, le Caucase Nord, l’Oural, le Bassin de la Volga, la Sibérie de l’Ouest
et la Sibérie de l’Est.
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
14
Tableau 4 : Mesures de la pauvreté en termes de ménage selon la localisation géographique. Russie 1994-
2000
1
.
1994 2000 η
3
Incidence Intensité Inégalité Incidence Intensité Inégalité Incidence Intensité Inégalité
P0
2
P1
2
P2
2
P0
2
P1
2
P2
2
P0 P1 P2
Moscou Saint-Pétersbourg 0,0945 0,0399 0,0220 0,1262 0,0410 0,0190 1,06 0,09 -0,38
0,015 0,007 0,005 0,026 0,010 0,006
Nord Nord Ouest 0,0990 0,023 0,0083 0,1769 0,0495 0,0224 2,40* 2,37* 2,10*
0,018 0,005 0,003 0,027 0,010 0,006
Centre 0,1506 0,0583 0,0321 0,2164 0,0698 0,0346 3,19* 1,25 0,44
0,013 0,006 0,004 0,016 0,007 0,004
Bassin de la Volga 0,2112 0,0835 0,0457 0,2857 0,0947 0,0469 3,10* 0,99 0,17
0,016 0,008 0,005 0,018 0,008 0,005
Caucase Nord 0,1397 0,0518 0,0310 0,1950 0,0630 0,0305 2,11* 0,99 -0,06
0,017 0,008 0,006 0,020 0,008 0,005
Oural 0,1557 0,0566 0,0294 0,2541 0,098 0,0532 3,84* 3,39* 2,77*
0,016 0,007 0,005 0,020 0,010 0,007
Sibérie e l'Ouest 0,1220 0,0485 0,0265 0,2257 0,0735 0,0357 3,62* 1,95 1,18
0,017 0,008 0,005 0,023 0,010 0,006
Sibérie de l'Est 0,1004 0,0400 0,0222 0,1849 0,0585 0,0256 3,11* 1,54 0,49
0,016 0,008 0,005 0,022 0,009 0,005
Ensemble 0,1440 0,0548 0,0298 0,2231 0,0743 0,0368 8,58* 4,60* 2,47*
0,006 0,003 0,002 0,007 0,003 0,002
Notes : (1) Indices de la classe FGT avec α = 0, α = 1 et α = 2. Ligne de pauvreté de 1828,63 roubles par mois. (2) Les erreurs
types sont indiquées en italique. (3) Kakwani (1990). Une (*) signifie que les différences de pauvreté sont statistiquement
significatives au seuil de 5 %.
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
A la lumière des résultats reportés dans le tableau 4
29
, il apparaît qu’en 1994, globalement, la
situation est plus favorable dans la partie occidentale de la Russie, résultat logique dans la mesure il
s’agit de la zone la plus urbanisée. Ainsi, Moscou, Saint-Pétersbourg et le Nord et Nord Ouest
présentent des ratios de pauvreté inférieurs à 10 %. En revanche, la situation est moins favorable dans
le Bassin de la Volga (incidence supérieure à 20 %) et dans le Centre et l’Oural (incidence supérieure
à 15 %). La Sibérie Occidentale, la Sibérie Orientale et le Caucase Nord occupent une position
intermédiaire (incidence comprise entre 10 et 20 %). Ces disparités régionales sont étroitement liées à
l’implantation du complexe militaro-industriel qui occupait sous l’ancien régime près d’un tiers des
travailleurs. La chute, voire même la disparition de la demande pour les biens produits par ce secteur,
après 1992, a entraîné la constitution d’une véritable « ceinture de rouille » couvrant en particulier
l’Oural et le Bassin de la Volga [Grootaert, Braithwaite (1998), Radvanyi (2000)].
L’analyse de l’évolution sur la période 1994-2000 indique que la pauvreté s’est accentuée dans
toutes les régions
30
. L’augmentation est néanmoins plus ou moins sensible selon la zone et l’indice
considérés. L’accroissement de l’incidence de la pauvreté P
0
, par exemple s’étale entre 3 points de
pourcentage (Moscou Saint-Pétersbourg) et plus de 10 points (Sibérie de l’Ouest), selon la région
considérée. Cette absence d’uniformité est confirmée par le test de Kakwani. En effet, si l’on se réfère
à la statistique η permettant de tester la nullité des différences de pauvreté, il est possible de distinguer
trois groupes de régions : Moscou et Saint-Pétersbourg où la hausse de la pauvreté n’est pas
significative ; le Nord-Nord Ouest et l’Oural où l’augmentation est significative pour les trois indices ;
29
Les indices FGT sont tous statistiquement différents de zéro.
30
Seule l’inégalité de la pauvreté P
2
a diminué pour Moscou – Saint-Pétersbourg et le Caucase Nord.
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
15
les cinq autres régions où l’accroissement n’est significatif que pour l’incidence P
0
. Finalement, en
2000, la hiérarchie est proche de celle de 1994. Si les habitants de Moscou et Saint-Pétersbourg s’en
sortent toujours relativement mieux, la situation est beaucoup plus préoccupante dans le Centre, en
Oural, en Sibérie Occidentale où le ratio de pauvreté dépasse 20 % et dans le Bassin de la Volga où il
avoisine 30 %. Le Caucase Nord, marqué par les tensions ethniques et les deux guerres de
Tchétchénie, occupe une position intermédiaire
31
.
C. Pauvreté et marché du travail
Dans ce paragraphe, nous proposons d’appréhender l’interaction entre la pauvreté et la situation
sur le marché du travail à travers deux types de classifications. La première classification a pour
ambition de rendre compte de l’influence de la structure du marché du travail sur la pauvreté. Elle
prend en considération la possibilité pour les individus d’exercer une activité secondaire ou une
activité informelle et identifie quatre statuts : pluri-activité
32
, mono-activité formelle, mono-activité
informelle et inactivité (y compris le chômage)
33
. La seconde classification correspond à la
stratification de la population selon la catégorie socioprofessionnelle du chef de ménage. Elle suit la
nomenclature International Standard Classification of Occupations (ISCO-88) du Bureau
International du Travail (BIT). Nous avons opéré quelques regroupements de manière à disposer de 7
catégories de taille relativement homogène. Les résultats du calcul des profils de pauvreté en fonction
du statut du chef sur le marché du travail et de sa catégorie socioprofessionnelle affichés au tableau 5
appellent les trois commentaires suivants.
Considérons en premier lieu les profils de pauvreté en 1994. Ils indiquent tout d’abord que la
participation au marché du travail est un facteur clé dans l’explication de la pauvreté. Près d’un
ménage sur quatre dont le chef est inactif (selon la première classification) est pauvre. L’incidence P
0
est deux fois moins élevée parmi les ménages dont le chef exerce une activité informelle et inférieure à
10 % pour les ménages ayant à leur tête un actif formel ou un pluri-actif. Donc, le fait de participer au
marché du travail, même dans le secteur informel, diminue le risque de pauvreté. Le niveau de
qualification de l’emploi est le deuxième déterminant majeur. Les ménages dont le chef occupe un
emploi qualifié sont peu atteints par la pauvreté. Citons pour exemple le cas des professions
intermédiaires caractérisé par un ratio de pauvreté P
0
de 7,7 %, une intensité P
1
de 2 % et une inégalité
de la pauvreté P
2
résiduelle. La situation est nettement moins favorable pour les non qualifiés puisque
18 % des ménages dont le chef est employé ou ouvrier non qualifié sont pauvres. Par conséquent, le
fait pour un ménage d’avoir à sa tête un salarié qualifié réduit le risque de pauvreté.
En deuxième lieu, entre 1994 et 2000, la pauvreté s’est accentuée pour toutes les catégories
sociales. Il convient toutefois de préciser que l’augmentation de l’inégalité de la pauvreté P
2
n’est
significative pour aucune des catégories considérées. En termes d’incidence, la hausse est modérée et
non significative pour les artisans, agriculteurs et salariés de l’artisanat et de l’agriculteur (+1,9 points)
et les professions intermédiaires (+3,3 points). Elle est en revanche beaucoup plus marquée pour les
employés et ouvriers non qualifiés (+13,5 points) et les inactifs (+10 points). Si l’on considère la
classification selon le statut, l’aggravation la plus importante concerne les catégories les plus pauvres
en 1994, à savoir les ménages ayant à leur tête un actif informel (+14,5 points) ou un sans emploi
(+8,5 points).
En troisième lieu, la hausse de la pauvreté sur la période 1994-2000 a provoqué une
généralisation du phénomène de pauvreté. Le fait d’occuper un emploi formel ou d’exercer une
activité informelle n’est plus une sécurité contre la paupérisation puisque l’incidence atteint
31
La première guerre de Tchétchénie s’est déroulée de décembre 1994 à 1997. La deuxième guerre sévit depuis 1999. Il faut
ajouter aux deux guerres les tensions dans les Républiques Autonomes du Daghestan et d’Ingouchie.
32
La catégorie des pluri-actifs regroupe les ménages dont le chef a un emploi primaire formel et exerce une activité
secondaire formelle ou informelle.
33
La répartition entre ces quatre statuts, pour les individus de plus de 16 ans en 1994, était la suivante : pluri-activité 6,6 %,
mono-activité formelle 50,8 %, mono-activité informelle 3,2 % et inactivité 39,4 %. Il convient de préciser qu’une certain
nombre d’individus officiellement retraités (plus de 55 ans pour les femmes et 60 ans pour les hommes) continuent de
travailler dans le secteur formel ou informel pour compléter leur pension. En outre, le fait d’occuper un emploi secondaire
dans le secteur formel ou informel, en complément d’un emploi primaire officiel, était déjà une caractéristique du système
soviétique. La pluri-activité est donc un héritage de l’ancien système.
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
16
Tableau 5 : Mesures de la pauvreté en termes de ménages selon le statut sur le marché du travail et le type
d’emploi primaire du chef de ménage. Russie 1994-2000
1
.
1994 2000 η
3
Incidence Intensité Inégalité Incidence Intensité Inégalité Incidence Intensité Inégalité
P0
2
P1
2
P2
2
P0
2
P1
2
P2
2
P0 P1 P2
Statut du chef de ménage
sur le marché du travail
Pluri-activité 0,0507 0,0147 0,0069 0,0934 0,0266 0,0116 1,76 1,48 0,94
0,012 0,004 0,003 0,021 0,007 0,004
Mono-activité formelle 0,0928 0,0315 0,0164 0,1462 0,0421 0,0189 4,94* 2,52* 0,89
0,006 0,003 0,002 0,009 0,003 0,002
Mono-activité informelle 0,1304 0,0538 0,0278 0,2750 0,1011 0,0515 3,41* 2,39* 1,85
0,029 0,014 0,008 0,031 0,014 0,010
Inactivité
4
0,2562 0,1046 0,0587 0,3414 0,1218 0,063 4,63* 2,02* 0,77
0,012 0,006 0,004 0,014 0,006 0,004
Type d'emploi primaire
du chef de ménage
Cadres et Professions supérieures 0,0301 0,0113 0,0064 0,0786 0,0213 0,0092 3,19* 1,56 0,78
0,008 0,004 0,003 0,013 0,005 0,002
Professions intermédiaires 0,0766 0,0201 0,0078 0,1096 0,0275 0,0101 1,06 0,80 0,55
0,020 0,006 0,003 0,024 0,007 0,003
Employés et ouvriers qualifiés 0,0713 0,0243 0,0132 0,1391 0,0403 0,0173 4,08* 2,50* 0,98
0,009 0,004 0,003 0,014 0,005 0,003
Employés et ouvriers non qualifiés 0,1850 0,0616 0,0309 0,3197 0,0938 0,0446 3,13* 1,81 1,12
0,025 0,011 0,007 0,035 0,014 0,01
Artisans, agriculteurs 0,1166 0,0394 0,0202 0,1354 0,0411 0,0197 0,90 0,20 -0,10
0,012 0,005 0,003 0,017 0,007 0,004
Inactifs
5
0,2399 0,0995 0,0559 0,3371 0,1199 0,0614 4,90* 2,22* 0,86
0,013 0,006 0,005 0,015 0,007 0,004
Chômeurs 0,2620 0,1008 0,0551 0,3122 0,1146 0,0610 1,32 1,06 0,46
0,027 0,013 0,009 0,027 0,013 0,009
Ensemble
0,1440 0,0548 0,0298 0,2231 0,0743 0,0368 8,58* 4,60* 2,47*
0,006 0,003 0,002 0,007 0,003 0,002
Notes : (1) Indices de la classe FGT avec α = 0, α = 1 et α = 2. Ligne de pauvreté de 1828,63 roubles par mois (2) Les erreurs
types sont indiquées en italique. (3) Kakwani (1990). Une (*) signifie que les différences de pauvreté sont statistiquement
significatives au seuil de 5 %. (4) Catégorie regroupant tous les ménages dont le chef n’exerce aucune activité professionnelle.
Sont donc intégrés les chômeurs mais pas les travailleurs de l’informel. (5) Catégorie regroupant les travailleurs de l’informel
mais pas les chômeurs.
Source : à partir des bases de données des enquêtes RLMS.
respectivement 15 % et 27,5 % pour ces deux catégories. En outre, elle dépasse 10 % pour toutes les
catégories socioprofessionnelles à l’exception des cadres et professions intellectuelles supérieures.
Une des explications plausibles à cette généralisation de la pauvreté réside dans le problème des
arriérés de paiement des salaires. En Russie, le fait de travailler n’implique pas nécessairement le
versement d’un salaire. Ainsi, en 1994, 17,7 % des ménages avait connu un problème d’arriérés de
salaires. Par ailleurs, entre 1996 et 1997, les arriérés de salaires dans l’industrie auraient augmenté de
43 % [OCDE (2001)]. En dépit de cette universalisation de la pauvreté, la hiérarchie de 1994 selon la
participation au marché du travail et selon le niveau de qualification de l’emploi occupé perdure. En
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
17
effet, la précarité reste plus élevée parmi les ménages dont le chef est employé ou ouvrier non qualifié,
actif informel et sans emploi.
Finalement, en Russie, l’évolution des conditions de vie a suivi la voie des fluctuations
macroéconomiques, elles-mêmes étroitement guidées par les choix de politique économique. Et, en
dépit des différences structurelles sur lesquelles nous avons porté notre attention, la pauvreté tend à se
généraliser à l’ensemble des couches de la population. En d’autres termes, l’ensemble des catégories
de ménages semble aujourd’hui être exposé au risque de pauvreté. L’analyse statique et dynamique de
profils de pauvreté ne saurait cependant suffire à rendre compte de la complexité du phénomène de
pauvreté en Russie. Une analyse plus approfondie exige d’introduire le concept de durée de la
pauvreté afin de spécifier, puis comparer les caractéristiques des pauvres de long terme et de court
terme.
4. Formes de la pauvreté en Russie: pauvreté chronique et
transitoire
La pauvreté est fondamentalement un phénomène dynamique. Pourtant, la majorité des
investigations sur la pauvreté se limitent à une analyse de statique comparative évaluant et comparant
des profils en coupes instantanées ou, dans le meilleur des cas, à une analyse dynamique centrée sur
des comparaisons temporelles de profils de pauvreté, comme cela a été fait précédemment. De telles
approches ne prennent pas en considération la nature dynamique et continue de la pauvreté. En effet,
les ménages ou les individus ont une histoire, leur niveau de vie évolue dans le temps, suggérant par là
même l’existence de mouvements d’entrées et sorties dans/de la pauvreté. Ceci suppose que les
pauvres forment un groupe hétérogène, notamment dès lors que l’on introduit la dimension temporelle.
Ainsi, dans la mesure où les données dont l’on dispose le permettent, l’appréhension dynamique de la
pauvreté devrait reposer sur la distinction entre les pauvres de court terme et les pauvres de long
terme, ou autrement dit, entre les pauvres chroniques et les pauvres transitoires
34
. Les pauvres
chroniques sont les ménages ou individus qui subissent une privation persistante, la plupart du temps
transmise entre générations. La notion de pauvreté chronique s’est développée parallèlement au
concept de culture de la pauvreté aux Etats Unis au cours des années 60, période durant laquelle la
pauvreté était essentiellement traitée comme un phénomène de long terme
35
. Les pauvres transitoires,
en revanche, alternent les phases de pauvreté et les phases de non pauvreté. Morduch (1994) assimile
la pauvreté transitoire à la pauvreté stochastique : les ménages tombent temporairement en situation de
pauvreté car ils n’ont pas pu se protéger contre des chocs aléatoires (chocs climatiques, licenciement,
etc.) influençant leur bien-être à la baisse.
L’évaluation de la pauvreté chronique (ou persistante) et de la pauvreté transitoire (ou
temporaire) présente un double intérêt. Dans un premier temps, elle doit permettre de proposer des
modèles explicatifs de la pauvreté plus réalistes dans la mesure où l’hétérogénéité des pauvres est
prise en compte. Elle doit permettre dans un second temps de mieux spécifier le contenu des politiques
de lutte contre la pauvreté. En effet, selon la forme de pauvreté, deux réponses distinctes pourront être
envisagées. Dans le cas où la pauvreté est essentiellement un phénomène transitoire, il conviendra de
mettre en place un système de protection sociale qui aide les individus à dépasser leur privation
présente : indemnités chômage, assistance sociale, etc. En revanche, si la pauvreté s’apparente avant
tout à un phénomène de long terme, la mise en œuvre de politiques structurelles sera plus pertinente:
redistribution d’actifs (terre), politiques de lutte contre l’exclusion sociale et système de sécurité
sociale de long terme [Hulme, Shepherd (2003)].
1. Concepts et méthodes
Il existe des méthodologies récentes permettant d’évaluer les formes de la pauvreté à partir
d’enquêtes transversales
36
. Néanmoins, compte tenu de la nature des données pour la Russie, il semble
34
Cette distinction n’est pas sans rappeler la distinction entre chômage de longue durée et chômage de court terme (ou
conjoncturel).
35
Voir notamment l’ouvrage de Harrington (1962) “The other America : poverty in the United States”.
36
Suryahadi, Sumarto (2001) et Lachaud (2002).
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
18
préférable de se focaliser sur les méthodes les plus courantes reposant sur l’utilisation de données de
panel. A cet égard, trois approches se proposent d’appréhender la dimension temporelle de la pauvreté
à travers l’identification des formes de pauvreté : l’approche de périodes, l’approche de composantes
et une approche intermédiaire se proposant de concilier les deux méthodes précédentes. [Yaqub
(2000), Hulme et al. (2001)].
A. Approche de périodes et persistance de la pauvreté
Cette première approche se réfère au concept de durée de la pauvreté, et consiste à compter le
nombre de périodes, c'est-à-dire le nombre de vagues du panel, que chaque ménage a passé en
situation de pauvreté. Elle permet alors d’identifier trois catégories: les ménages pauvres à toutes les
périodes (pauvres persistants), les ménages pauvres à certaines dates (pauvres temporaires) et les
ménages qui n’ont jamais connu de situation de pauvreté (jamais pauvres). Dans le cas où l’on dispose
de deux périodes d’étude, les matrices de transition peuvent se révéler être des outils précieux. La
matrice de transition, appliquée à l’étude des formes de la pauvreté est un tableau à double entrée qui
met en relation des statuts de pauvreté sur deux années. Les ménages occupant la diagonale de la
matrice sont ceux dont le statut ne change pas entre les deux dates : les ménages non pauvres et les
ménages toujours pauvres (ou pauvres persistants). Les deux autres cases, c’est-à-dire les ménages qui
entrent dans la pauvreté et les ménages qui sortent de la pauvreté constituent les pauvres temporaires
37
.
En dépit de sa simplicité et de son caractère intuitif, l’approche de périodes est un peu fruste et
souffre d’importantes limites. Premièrement, l’approche de périodes est soumise à un effet de
périodes. L’évaluation de la pauvreté persistante et temporaire est fortement corrélée au nombre de
vagues dans le panel. Un ménage a en effet d’autant moins de chances d’être pauvre persistant que le
nombre de périodes d’observations est élevé, toutes choses étant égales par ailleurs. En outre, lorsque
le nombre de périodes est élevé, la catégorie des pauvres temporaires peut s’avérer très hétérogène.
Ainsi, si l’on dispose de quatre périodes dans le panel, cette catégorie à la fois les ménages pauvres
une seule année et les ménages pauvres à trois reprises
38
. Deuxièmement, les transitions, c’est-à-dire
les mouvements d’entrées et sorties dans/de la pauvreté ne sont pas définies de manière robuste. En
effet, les ménages proches de la ligne de pauvreté sont susceptibles de changer de statut suite à une
variation de faible amplitude de leur bien-être. Or ce changement de statut statistique ne correspond
pas dans la réalité à un changement significatif de leur situation. Troisièmement, l’approche de
périodes est sujette à un problème de censure [Bane, Ellwood (1986)]. Le fait qu’un certain nombre de
ménages soient pauvres à la fin de la période couverte par le panel est susceptible d’entraîner un biais.
En effet, l’approche de périodes suppose que ces ménages quittent la pauvreté après la période
d’étude. Or rien ne nous permet de savoir ce qu’il se passe dans la réalité, à savoir si ces ménages
sortent ou restent dans la pauvreté
39
. De la même manière, la date d’entrée dans la pauvreté pour les
ménages pauvres la première année du panel est inconnue. Quatrièmement, l’approche de périodes ne
prend pas en compte l’écart entre le bien-être et la ligne de pauvreté. Autrement dit, elle ignore
l’intensité et l’inégalité de la pauvreté.
B. Approche de composantes et chronicité de la pauvreté
L’approche de composantes a pour ambition de dépasser l’approche de périodes et s’inscrit à cet
égard dans une logique différente. L’objectif de cette approche est d’identifier pour chaque ménage
pauvre la part de pauvreté chronique et la part de pauvreté transitoire, autrement dit de décomposer la
pauvreté totale de chaque ménage en pauvreté chronique et transitoire. L’idée de départ est le bien-être
d’un individu présente des variations de court terme autour d’une tendance de long terme, le bien-être
permanent. Il est alors possible, conformément à la théorie du revenu permanent de Friedman, de
distinguer deux composantes dans le bien-être : le bien-être transitoire et le bien-être permanent. Le
bien-être peut à court terme s’écarter du niveau de longue période suite par exemple à une
37
Pour une présentation précise des matrices de transition, voir Baulch, Mc Culloch (1998) et tableau A2 en annexes.
38
Il est possible de pallier ce défaut en scindant la catégorie des pauvres temporaires en plusieurs sous catégories : pauvres
occasionnelles, pauvres transitoires, pauvres récurrents [Lokshin, Popkin (1999)].
39
Problème qui peut être résolu par la mise en œuvre d’une analyse de durée. Voir par exemple Bane, Ellwood (1986),
Stevens (1994).
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
19
modification de l’environnement macroéconomique, une maladie ou un changement des conditions
climatiques [Yaqub (2000)]. Ravallion (1988) définit ce bien-être permanent comme le bien-être qui
reste lorsque la variabilité intertemporelle a été éliminée, autrement dit, une fois lissées les variations
de court terme.
La décomposition du bien-être en composantes permanente et transitoire est à la base de la
distinction pauvreté chronique / transitoire
40
. La pauvreté chronique correspond à une situation où le
bien-être de long terme est inférieur au seuil de pauvreté alors que la pauvreté transitoire mesure la
contribution de la variabilité du bien-être dans le temps à la pauvreté totale. Il convient, afin de fixer
les idées, de présenter quelques éléments de formalisation.
Soit P
t
l’indice de pauvreté de l’année t. Il s’agit d’une fonction du bien-être des différents
individus de la population étudiée (Y
it
). S’il y a n individus,
P
t
= P (Y
1t
, Y
2t
, …, Y
nt
) (12)
Soit AP(T) un indice de pauvreté agrégée sur T périodes. Il s’agit de la moyenne temporelle des
indices de pauvreté, en supposant que les pondérations sont égales pour chaque année.
AP(T) =
T
1
(13)
=
T
t
t
P
1
Soit A
iT
le bien-être permanent de l’individu i sur l’ensemble de la période considérée. Il nous permet
de définir la composante de pauvreté chronique PC(T) comme une fonction des niveaux de bien-être
permanent des différents individus.
PC(T) = P(A
1T
, A
2T
, …, A
nT
) (14)
La composante de pauvreté transitoire PT(T) est alors calculée comme un résidu.
PT(T) = AP(T) – PC(T) (15)
Cette part de la pauvreté est transitoire dans le sens où elle disparaît lorsque se produisent des
transferts intertemporels de bien-être. A ce stade de la présentation se posent deux problèmes. Il s’agit
dans un premier temps de proposer une méthode d’évaluation du bien-être permanent. Deux méthodes
ont été proposées dans la littérature pour évaluer la composante permanente du bien-être. En premier
lieu, il est possible d’estimer le bien-être permanent par la moyenne temporelle de l’indicateur de bien-
être considéré. Il s’agit de la méthode la plus intuitive et la plus fréquemment utilisée
41
. La seconde
approche emploie un modèle de panel à effets fixes. En régressant le bien-être y
it
sur une constante α
i
variant en fonction des ménages, un effet fixe spécifique à chaque ménage, captant le bien-être
permanent, est estimé [Duncan, Rodgers (1991), Muffels et al. (2000)].
Il convient dans un second temps de définir un indice de pauvreté, l’objectif étant d’utiliser un
indice additivement décomposable. A cet égard, les indices de la classe FGT (les « trois i » de la
pauvreté) répondent à cette attente. Il est toutefois nécessaire de souligner les limites de l’incidence de
la pauvreté (P
0
) appliquée à cette décomposition [Rodgers, Rodgers (1993)]. Prenons un exemple
simple. Soient trois individus (A, B, C) présentant les caractéristiques affichées dans le tableau 6.
Supposons que le seuil de pauvreté s’élève à 60. A la période 1 l’incidence de la pauvreté est de 0,67
et atteint 0,33 à la période 2. On en déduit donc la valeur de l’incidence de la pauvreté agrégée
40
Précisons que les méthodologies reposant sur l’utilisation de données transversales découlent de l’approche de
composantes [Suryahadi, Sumarto (2001), Lachaud (2002)]. Il s’agit dans le cadre de ces analyses d’estimer un modèle
expliquant le bien-être du ménage par ses caractéristiques socio-économiques. On suppose dans ce modèle de régression que
le résidu, censé capter les chocs aléatoires, varie en fonction des caractéristiques du ménage. Les valeurs du bien-être prédites
par cette estimation déterminent le bien-être permanent. La distinction bien-être prédit / bien-être effectif permet alors
d’identifier les pauvres chroniques et les pauvres transitoires. L’analyse permet également d’évaluer l’ampleur de la
vulnérabilité des différents groupes. Se référer à Lachaud (2002).
41
Voir Rodgers, Rodgers (1993) et Jalan, Ravallion (1996).
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
20
Tableau 6 : Bien-être courant et bien être permanent, un exemple fictif.
Ménage Bien être période 1 Bien être période 2 Bien être permanent
A 10 100 55
B 10 100 55
C 100 10 55
Source : d’après Rodgers, Rodgers (1993).
AP
0
(2) = 0,5. Les trois ménages ont un niveau de bien-être permanent inférieur à la ligne de pauvreté,
par conséquent, la pauvreté chronique s’élève à P
0
C(2) = 1. La composante de pauvreté transitoire
présente donc une valeur négative P
0
T(2) = 0,5 – 1 = -0,5. Ce résultat aberrant est la conséquence de
l’utilisation de l’incidence P
0
, indice ne respectant pas l’axiome de transfert
42
. On sait depuis les
travaux de Sen (1976) que l’incidence de la pauvreté et l’intensité de la pauvreté P
1
s’avèrent
problématiques lorsqu’il y a des transferts de bien-être entre individus. C’est également valable dans le
cas de transferts de bien-être intertemporels. Cet exemple justifie la position de Jalan, Ravallion
(1996) préconisant l’utilisation de l’inégalité de la pauvreté P
2
pour la mise en œuvre de cette
décomposition. L’indice de pauvreté P
t
devient alors :
P
2t
=
n
1
2
1
)(
=
q
i
it
z
Yz
(16)
On en déduit l’expression de la composante de pauvreté chronique :
P
2
C(T) =
n
1
2
1
)(
=
p
i
iT
z
Az
(17)
Avec p le nombre de ménages ayant un bien-être permanent inférieur au seuil de pauvreté.
C. Approche mixte
La mise en œuvre de la décomposition de la pauvreté totale en composantes chronique et
transitoire peut nous permettre de prolonger et d’enrichir l’approche de périodes. Il s’agit d’identifier
différentes catégories de ménages selon le nombre de périodes qu’ils ont passées en situation de
pauvreté, conformément à l’approche de périodes, mais également selon la position de leur bien-être
permanent par rapport à la ligne de pauvreté, conformément à l’approche de composantes. Jalan,
Ravallion (1996) proposent ainsi de scinder la population en quatre catégories: (i) les pauvres
chroniques persistants qui sont pauvres à toutes les périodes (cette catégorie correspond aux pauvres
persistants de l’approche de périodes); (ii) les pauvres chroniques non persistants qui ne sont pas
pauvres à toutes les périodes mais dont le niveau de bien-être permanent est inférieur au seuil de
pauvreté (dans le cas de l’approche de périodes, ces ménages sont intégrés parmi les pauvres
temporaires); (iii) les pauvres transitoires qui connaissent occasionnellement des phases de pauvreté
mais dont le bien-être de long terme est supérieur à la ligne de pauvreté ; (iv) les non pauvres. Ces
quatre profils sont synthétisés à la figure 3.
2. Ampleur de la pauvreté chronique et transitoire
A. Revue de la littérature
L’identification des formes de la pauvreté pour les pays en développement et les pays en
transition constitue un champ de recherche récent (milieu des années 90) et par conséquent peu investi,
42
L’axiome de transfert stipule que, toutes choses étant égales par ailleurs, un transfert pur de bien-être d’une personne en
dessous de la ligne de pauvreté vers n’importe quelle personne plus riche doit augmenter l’indice de pauvreté [Sen (1976)].
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
21
Figure 3 : Formes de la pauvreté selon l’approche mixte.
P
auvres
p
ersistants
P
auvres chroni
q
ues
Ligne de pauvreté Bien-être courant Bien-être permanent
Source : d’après Hulme et al. (2001).
et ce d’autant plus qu’il reste très dépendant de la disponibilité de données de panel [Baulch,
Hoddinott (2000)].
Précisons d’emblée que la mise en œuvre de l’approche de composantes, c’est-à-dire de la
décomposition de l’inégalité de la pauvreté agrégée en composante de pauvreté chronique et
composante de pauvreté transitoire reste encore très limitée. A notre connaissance, seules les études de
Jalan, Ravallion (1996), McCulloch, Baulch (2000) et Haddad, Ahmed (2002) ont appliqué cette
décomposition, respectivement pour la Chine rurale, le Pakistan rural et l’Egypte. C’est bien
évidemment insuffisant pour pouvoir tirer des conclusions générales, d’autant plus que ces trois études
aboutissent à des résultats très différents. En Chine, la pauvreté chronique et la pauvreté transitoire
représentent une part à peu près similaire de la pauvreté totale. En Egypte, la part de la pauvreté
chronique est sensiblement supérieure à celle de la pauvreté transitoire (2/3 contre 1/3). Enfin,
s’agissant du Pakistan, la répartition entre les deux formes de pauvreté est inverse (1/3 contre 2/3).
En fait, l’essentiel des investigations relatives aux formes de la pauvreté s’appuient sur
l’approche de périodes. Les articles de Baulch, Hoddinott (2000) et de McKay, Lawson (2002)
présentent une synthèse complète des différentes études appliquant l’approche de périodes pour les
pays en développement et les pays en transition. Le tableau 7 reprend et complète ces deux synthèses.
Il convient avant tout de nuancer la portée d’un tel tableau comparatif. D’une part, les
populations étudiées sont très hétérogènes, cette hétérogénéité se manifestant aussi bien dans le type
de population couverte (nationale / rurale) que dans la taille des échantillons. D’autre part, l’ensemble
de ces études divergent selon la ligne de pauvreté, l’indicateur de bien-être, les éventuelles échelles
d’équivalence et le nombre de vagues retenus. En conséquence, il semble difficile d’établir des lois
empiriques qui se voudraient universelles. Par contre, ce tableau synthétique doit nous permettre de
dégager quelques faits stylisés utiles à la compréhension des dynamiques de pauvreté.
En premier lieu, il apparaît que la pauvreté temporaire est sensiblement supérieure à la pauvreté
persistante dans tous les cas, exception faite de la Côte d’Ivoire sur la période 1987-1988, du Pakistan
rural, de Madagascar urbain et du Chili rural. Ainsi, en Afrique, la part de la pauvreté temporaire varie
selon les pays de 20,2 % à 59,6 %. Cette tendance est encore davantage marquée dans les pays en
P
auvres transitoires Non
auvres
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
22
Tableau 7 : Etudes des formes de la pauvreté selon l’approche de périodes.
AUTEURS Pays / Milieu Indicateur Nombre Période Jamais Parfois Toujours
de bien de ou Pauvres Pauvres Pauvres
être vagues Années (%) (%) (%)
Afrique
Grootaert, Kanbur (1995) Côte d'Ivoire Dépense 2 1985 et 1986 65,3 20,2 14,5
Grootaert, Kanbur (1995) Côte d'Ivoire Dépense 2 1986 et 1987 64,1 22,9 13,0
Grootaert, Kanbur (1995) Côte d'Ivoire Dépense 2 1987 et 1988 53,0 22,0 25,0
Hoddinot, Owens, Kinsey (1998) Zimbabwe – Rural Revenu 4 1992 - 1996 29,8 59,6 10,6
Carter (1999) Afrique du Sud
1
Dépense 2 1993 et 1998 45,8 31,5 22,7
Dercon, Krishnan (2000) Ethiopie – Rural Dépense 2 1994 et 1995 45,1 30,1 24,8
Kedir, McKay (2003) Ethiopie - Urbain Dépense 3 1994 - 1997 42,2 36,3 21,5
Okidi, Mugambe (2002) Ouganda Dépense 2 1992 et 1996 42,8 33,7 23,5
Haddad, Ahmed (2002) Egypte Dépense 2 1997 et 1999 60,6 20,4 19,0
Herrera, Roubaud (2003) Madagascar - Urbain Revenu 3 1997 - 1999 9,1 26,0 64,9
Asie
Gaiha, Deolalikar (1993)
Inde - Rural semi
aride
Revenu 9 1975-1984 12,4 65,8 21,8
Jalan, Ravallion (1996) Chine – Rural
2
Dépense 6 1985 - 1990 46,0 47,8 6,2
McCulloch, Baulch (2000) Pakistan - Rural Revenu 5 1986 - 1991 42,0 55,0 3,0
Glewwe, Gragnolati, Zaman (2000) Vietnam Dépense 2 1992 et 1997 39,1 32,2 28,7
Skoufias, Suryahadi, Sumarto (2000) Indonésie - Rural Dépense 2 1997 et 1998 71,6 19,8 8,6
Mc Culloch, Calandrino (2002) Chine – Rural Dépense 5 1991 - 1995 56,0 38,2 5,8
Kurosaki (2002) Pakistan - Rural Dépense 2 1996 et 1999 10,4 26,4 63,2
Amérique Latine
Scott (2000) Chili – Rural Revenu 2 1967 et 1985 14,4 31,5 54,1
Herrera (2001) Pérou Dépense 3 1997-1999 43,2 35,3 21,5
Herrera, Roubaud (2003) Pérou – Urbain Revenu 3 1997 - 1999 51,8 35,2 13,0
Europe de l'Est
Asie Centrale
Mroz, Popkin (1995) Russie Revenu 2 1992 et 1993 57,2 30,1 12,7
Lokshin, Popkin (1999) Russie Revenu 4 1992 - 1993 8,8 87,0 4,2
Lokshin, Popkin (1999) Russie Revenu 3 1994 - 1996 14,1 79,0 6,9
Okrasa (1999) Pologne Dépense 4 1993 - 1996 62,1 32,0 5,9
Tesliuc, Pop (2000) Roumanie Dépense 3 1995 - 1997 63,6 29,9 6,5
World Bank (2001) Hongrie Revenu 6 1992-1997 72,1 25,9 2,0
Notes : (1) Province du KwaZulu. (2) Province du Sichuan.
Sources : d’après Baulch, Hoddinott (2000), et McKay, Lawson (2002).
transition, comme en atteste le cas de la Russie sur la période 1992-1993 (87 % de pauvres
transitoires). Ce constat suggère l’existence d’une importante mobilité en termes de bien-être et
semble par là même remettre en cause la croyance populaire selon laquelle la pauvreté est
fondamentalement un phénomène de long terme. Néanmoins, et en second lieu, la pauvreté chronique
représente dans la plupart des pays une part significative. Les pauvres persistants représentent ainsi
plus de 20 % de la population dans onze études sur vingt six et plus de 50 % dans trois études. Même
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
23
si cette proportion reste modeste dans les pays en transition (moins de 10 %), elle n’est pas
négligeable. En troisième lieu, l’amplitude de la pauvreté chronique est plus élevée dans les zones
rurales par rapport aux zones u ons le de n p
persistante at int 31,4 % dans les ones rura ur s ment %
Mugambe (2002)]. On observe un rés ltat identiq Eg addad, Ahmed 02) ci se
corroborer l’i ent reconnue selon laquelle la pauvreté et donc la pauvreté chronique
sont essentie ment des phénom mières bénéfi ires de la
croissance, se ient en revanche rela vement épargnées pa le risque e pauvr term l
conv ligner q ture ée à tud es pa é en e
urba ante et q e par uent pr ra et irme e
la pa est pas u présent dans les villes 02
B. reté en Ru omè itoir
mes de éc con ucti an lind egro t
seule résents enu la p ente hantillon ainsi construit
comp es
43
. Les résultats des ions our es s a ches t
présentés dan de l’approche mixte, le
bien-être permanent est estim nage s
stratifications utilisées sont les mêmes que précédemment. L’interprétation de ces résultats appelle
quatre groupe mmentaires.
Premièrement, à l’échelle nationale, la pauvreté s’apparente principalement à un phénom
transitoire. Dans le cas de l’approche de période uvre chro trè ble, que s
3,3 % t en situ uvre nen contre 46,9 % en atio pau é
tem
ble de corriger ces estim en tenant c le nsib à la e
d égorie uvres ires grou at très rses s
m n t, s che de l de n pa s, dans le
sens où ils peuvent être passés e e la pau eté t an che e seu i
durant c e pauvret n é t ad e de e sup re à 90 %
de la ligne de pauvreté, nous les considèrerons co me jam is pauvres. De manière sy étrique, les
ménages pauv es trois années s de la atégorie es pauvr chroniq es. Si l
quittent la pauvreté leur dépense en équivalent adulte est inférieure à 110 % du seuil de pauvreté, nous
les considèrerons comme pauvres chroniques. Cet ajustem de d riod e m
que légèrement les résultats, les pauvres persi tem raire non vre résentant
respe 0,9 % la p ion
45
a ré st eu p équi e
dans le cas de l’approche mixte : 12,3 % de pauvres chroniques (persistants et non persistants) et
37,9 % de pa res transitoires décom osition de la pauvreté totale selon l pproche de
composantes révèle une tendance similaire : la pauvreté transitoire et la pauvreté chronique
représentent respectivement trois quarts et un quart de la pauvreté totale. Finalement, es résultats
globau idée selon l e la pau st fo am u éno de t
terme (1999), W ank (19 ne telle situation ne saurait être dissociée du
conte opre à la R La pauv est p un p e d g terme qui aurait
été hérit soviétique et is ent atio . Ell nta a conséquence de
chocs ien-être, in u pro e ré rmes n, p d’un emploi, non
paieme ou des trans ciaux, conv t né de as n er la part
rbaines. Cit en guise d’exemp le cas l’Ouga da. La auvreté
te z les po eule 12,4 dans les villes [Okidi,
u ue en ypte [H (20 ]. Ce mble
dée universellem
lle ènes ruraux. Les zones urbaines, pre cia
ra ti r d eté de long e. I
ient pourtant de sou ue la littéra consacr l’é e des form de la uvret zon
ine est quasi-inexist u’il s’avèr conséq im udent d’ext poler d’aff r qu
uvreté chronique n’ n problème [Amis (20 )].
La pauv ssie, un phén ne trans e
L’analyse des for la pauvreté n
au ret
essite la str on d’un p el cy ré, r upan
ment les ménages p x dates es dans rés étude. L’éc
rend 2088 ménag
estimat p chacune d troi ppro son
s les tableaux 8 et 9. Dans le cas de l’
é par la moyenne temporelle de la
approche de composantes et
dépense pour chaque mé . e L
s de co
ène
s, la pa nique est s fai puis seul
des ménages son ation de pa té perma te situ n de vret
poraire
44
. Il est possi ations ompte de ur se ilité lign
e pauvreté. En effet, la cat des pa tempora re pe des situ ions dive . Le
énages pauvres une seule a née, d’une par e rappro nt a situation s no uvre
n dessous d ligne de vr out en rest t pro de c il. S
ette période d é la dépense e quivalen ult ces ménag s est érieu
m a m
r ont à la limite c d es u année où ils
ent l’approche e pé es n odifie
stants, po s et les pau s rep
ctivement 4,2 %, 4 et 54,9 % de opulat
. L partition e un p lus libré
uv . En outre, la p ’a
c
x corroborent l’ aquell vreté e nd entalement n ph mène cour
[Lokshin, Popkin orld B 99)]. U
xte économique pr ussie. reté n’ as hénomèn e lon
é du régime transm re génér ns e est dava ge l
négatifs sur le b hérents a cessus d fo : inflatio erte
nt des salaires ferts so etc. Il ien anmoins ne p églig
43
Les tailles des échantillons initiaux étaient les suivantes : 3763 ménages en 1994, 3562 en 1996, 3622 en 1998 et 3777 en
2000. Les taux d’usure entre les échantillons initiaux et l’échantillon de panel présentent donc des valeurs
élevées (respectivement 44,5 %, 41,4 %, 42,3 % et 44,7 %) qui font peser des doutes quant à la représentativité du panel.
Cette usure, inévitable, s’explique par deux facteurs. Premièrement, certains ménages interrogés en 1994 ont quitté leur
domicile ou ont refusé de répondre. Deuxièmement, l’échantillon de 1994 a été réapprovisionné en 1998 et 2000 par des
ménages non interrogés auparavant.
44
L’analyse des matrices de transition pour les périodes 1994-1996, 1996-1998, 1998-2000 confirme cette tendance. Voir
tableau A2 en annexes.
45
Voir tableau A3 en annexes.
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
24
Tableau 9 : Formes de la pauvreté selon le milieu, la localisation géographique et le statut sur le marché
du travail et le type d’emploi primaire du chef de ménage (approches de périodes et de composantes).
Russie 1994-2000.
Approche de périodes
Approche de composantes
Jamais Pauvres Pauvres
Pauvreté Pauvreté Pauvreté Part Part
Pauvres tempo- persis-
totale transi- chroni- pauvreté pauvreté
-raires -tants
toire que transitoire chronique
(%) (%) (%)
(%) (%)
Ensemble
49,8 46,9 3,3
4,5 3,4 1,1 75,6 24,4
Milieu
Urbain 52,4 44,2 3,4
4,24 3,06 1,18 72,2 27,8
Métropoles 50 47 3,0
4,48 3,81 0,67 85,0 15,0
Autres zones urbaines 52,7 43,9 3,4
4,21 2,99 1,22 71,0 29,0
Rural 43,8 53 3,2
5,08 4,13 0,95 81,3 18,7
Localisation géographique
Moscou - Saint Pétersbourg 76,1
22,8 1,1
1,65 1,31 0,34 79,4 20,6
Nord et Nord Ouest 58,2 39 2,8
2,84 2,15 0,69 75,7 24,3
Centre 51,2 45 3,8
4,17 3,07 1,1 73,6 26,4
Bassin de la Volga 40,1 55,0 4,9
5,66 4,09 1,57 72,3 27,7
Caucase Nord 51,0 47,0 2,0
4,26 3,45 0,81 81,0 19,0
Oural 45,6 51,4 3,0
5,09 3,68 1,41 72,3 27,7
Sibérie de l'Ouest 45,7 50,6 3,7
5,11 4,14 0,97 81,0 19,0
Sibérie de l'Est 63,6 35,1 1,3
3,51 2,96 0,55 84,3 15,7
Statut du chef de ménage
sur le marché du travail
Pluriactivité 65,1 33,7 1,2
2,13 1,62 0,51 76,0 24,0
Mono-activité formel 56,6 41,8 1,6
3,36 2,75 0,61 81,8 18,2
Mono-activité informel 52,7 45,5 1,8
5,07 3,97 1,10 78,3 21,7
Inactivité 33,2 59,7 7,1
7,05 4,93 2,12 69,9 30,1
Type d'emploi primaire
du chef de ménage
Cadres et professions supérieures 75,9 23,3 0,8
1,22 1,09 0,13 89,3 10,7
Professions intermédiaires 69,1 28,8 2,1
2,24 1,62 0,62 72,3 27,7
Employés et ouvriers qualifiés 54,9 44,1 1,0
2,98 2,60 0,38 87,2 12,8
Employés et ouvriers non qualifiés 39,1 59,5 1,4
5,14 4,35 0,79 84,6 15,4
Artisans, agriculteurs 53,9 43,6 2,5
4,19 3,15 1,04 75,2 24,8
Inactifs 35,4 58,3 6,3
6,65 4,69 1,96 70,5 29,5
Chômeurs 32,0 59,8 8,2
7,90 5,55 2,35 70,3 29,7
Notes : (1) Les valeurs ont été multipliées par 100.
Sources : valeurs calculées à partir du panel équilibré (2088 ménages). RLMS.
se des formes de la pauvreté selon le milieu révèle que la pauvreté
des ménages en situation de privation persistante. Compte tenu de la longueur de la période d’étude
(6 ans), la présence de pauvreté chronique, aussi minime soit-elle, semble suggérer l’existence d’une
trappe à pauvreté regroupant les ménages enfermés dans une situation de pauvreté de long terme.
Deuxièmement, l’analy
chronique est plus importante dans les zones urbaines que dans les zones rurales. D’après l’approche
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
25
Tableau 8 : Formes de la pauvreté selon le milieu (approche mixte). Russie 1994-2000.
Approche mixte
No uvre Pauvres hroniques
n Pa s chroniques Pauvres c
pauvres (% t nsitoires % p rsistants ) (%)
) ra ( ) e (% non persistants
Ensemble
Urbai
8,6
Métropoles 50,1 8,6 8,3 3,0
Autres zo es ,2 6
Rural
43,8 43,1 ,9 3,2
49,8 37,9 9,0 3,3
n
52,5 35,5 3,4
3
nes urbain 52,7 35 8, 3,4
9
Source : valeurs calculées à partir d l cyl (2088 ménages). RLMS.
de co vreté c ique résen 7, ilieu urbain pour
seulement 18,7 % en milieu rural. Rien ne perm r conséquent d’affirmer a pau chro
n’est pas présente dans les villes et qu’e nerait uniquement les campagnes. Si l’on prolonge
l’a l’importance de la pauvreté chronique en milieu urbain par rapport au milieu
rur imputable à la situation dans les p agg rati n ef es ménages
résida grandes es se lent r ent à l’abri du risque de pauvreté chronique.
Ainsi, si e réfère à l’ oche pér s, es ages vres rsistants représentent
respectivement 3 % et 3,4 % dans les métropoles et da s le tres s urb s. La ilité so
des peti explique inem pas et év eur erm s d’u s issu
complexe m o-industriel qui centralisaient p p enti act de c lles
46
.
isièmeme identifier la réparti n nale form e pau é. Mê
les résu deux approches sont parfois cont dic s, il raît alement que le risque
de pauvreté chronique est plus élevé dans les régions où la pauvret totale e t la plus mportante, à
sav de la olga, Centre et dans une moindre mesure la Sibérie de l’Ouest
(rég portantes restructurations industrielles). La part de la pauvreté chronique
atteint pa 27,7 % dans le Bassin de la Volg et s l’O . A
Mosc ourg, d ord st et la Sib de son utôt épargnés par la
pauv itoire, on remarquera qu’elle représente une part
de la pauvreté totale importan lus 0 %) Si éri ans auca ord. impor
dans cette dernière région est probablement la conséquence des effets déstabilisateurs des tensions
liées aux deux guerres de Tchétchénie.
analyse des for es de la pauvreté ut du chef de ménage sur le
marché du travail appelle deux observations. En premie u, l énag ont l ef est f
sem risq pauvreté chronique. Cette tend est le c
l’a pliqu u sta ur le rché du ail. s de des ges dont le
c ct mel ono-actif fo son situ de p eté de long
terme tégorie iopr sionn em des oyé uvrie n qua s
est très significatif. Même si p vre tale t un au él la pau
chronique odérée. Selon l’app e de posantes, cette nièr résen t moins de
16 % de la pauvreté totale. Par conséquent, le fait d’occuper un emploi, e s’il ne protège pas de la
ue e pauvr té chroniq e. La situation des ménages dont le
logique. En effet, cette catégorie,
ourtant relativement épargnée par la pauvreté, présente une part de pauvreté chronique supérieure à la
u pane indré
mposantes, la pau hron rep te 2 8 % de la pauvreté totale en m
et pa que l vreté nique
lle concer
nalyse, il semble que
al est essentiellement etites lomé ons. E fet, l
nt dans les plus vill mb elativem
l’on s appr de iode l mén pau pe
n s au zone aine frag ciale
tes villes s’ certa ent l’eff d astat des f eture sine es du
ilitar ar le as l’ess el des ivités es vi
Il convient tro nt d’ tio régio des es d vret me si
ltats entre les ra toire appa glob
é s i
oir l’Oural, le Bassin V le
ions ayant subi d’im
r exemple a dan ural l’opposé, les habitants de
ou, Saint-Pétersb u N Oue de érie l’Est t pl
reté de long terme. Concernant la pauvreté trans
te (p de 8 en b e et d le C se N Son tance
Quatrièmement, l’ m selon le stat
r lie es m es d e ch acti
blent peu soumis au ue de ance très nette dans as de
pproche de périodes ap ée a tut s ma trav Moin 2 % ména
hef est pluri-actif, mono-a if for ou m in rmel t en ation auvr
. En termes de ca s soc ofes els, l’ex ple empl s et o rs no lifié
our cette catégorie la pau té to attein nive evé, vreté
reste m roch com der e rep terai
m
pauvreté permet toutefois d’atténuer le risq d e u
chef occupe un emploi intermédiaire s’écarte un peu de cette
p
moyenne (27,7 %), même si en termes absolus la composante de pauvreté chronique reste modérée. En
second lieu, les ménages ayant à leur tête un inactif ou un chômeur sont sévèrement touchés. La
46
Dan
glomérations.
s de nombreuses villes de moins de 100 000 habitants, une voire deux entreprises issues du complexe militaro-
industriel centralisaient la quasi-totalité de l’activité économique. Le déclin de ce pôle industriel a donc entraîné la
destruction de l’essentiel de l’emploi et explique donc la forte prévalence de la pauvreté de long terme dans ces petites
ag
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
26
proportion de ménages en situation de pauvreté persistante pour ces deux catégories s’élève
respectivement à 6 et 8 % (approche de périodes) art d a pauvreté chronique dans la
pauvreté totale atteint près de 30 % dans les deux cas (approche de composantes). L’inactivité et le
chômage sont donc deux déterm importants de la pauvreté chronique.
Ces premiers résultats trent qu’en R pauv m e
temporaire. Le risque de hroni ne q ries
particulières. Une étude plus approfondie des déterminants de la pauvreté chronique et de la pauvreté
transitoire exige le recours à une analyse économétrique.
5. s détermi ts de la p reté chron e et transi e
que des minants de la pauvreté chronique e la pauvreté tran re exige
au préal présenter un cadre d’analyse de ré s options économétriques
retenues.
. Le cadre d’analyse
ter
(CPRC
eut obtenir à partir de son réseau social (famille, amis, etc.). A
chaqu
, alors que la p e l
inants
mon ussie, la reté est essentielle ent un phénomèn
pauvreté c que ne concer ue des catégo de ménages bien
Le nan auv iqu toir
L’analyse empiri déter t de sitoi
able de férence, puis de spécifier le
1
Il n’existe pas de corpus théorique visant à expliquer la persistance de la pauvreté, mais deux
options théoriques antagonistes ont été avancées dans la littérature. La vision radicale, tout d’abord,
considère que la persistance de la pauvreté est un élément inhérent au développement du capitalisme.
Elle fait essentiellement référence à la notion d’exclusion sociale. A l’opposé, la vision néo-libérale
stipule que la chronicité de la pauvreté est liée aux obstacles pesant sur le système capitaliste, et plus
particulièrement sur le fonctionnement des marchés [Hulme, Shepherd (2003)]. Pourtant, la nature et
les causes de la durabilité de la pauvreté sont très différentes d’un contexte à l’autre, d’un pays à
l’autre. La compréhension de ce phénomène impose donc d’adopter une analyse plus spécifique, c’est-
à-dire une analyse microéconomique. A cet égard, les travaux du Chronic Poverty Research Cen
) proposent un cadre d’analyse intéressant en vue d’identifier les causes de la pauvreté
chronique. Ces travaux, empiriques pour l’essentiel, se réfèrent à l’analyse des moyens d’existence ou
des dotations (Livelihoods Analysis) [DFID (1999)]. L’idée générale est la suivante. Chaque ménage
est doté d’une certaine quantité d’actifs ou de capitaux qu’il est possible de regrouper en cinq
catégories : (i) le capital humain qui représente l’ensemble des compétences et connaissances,
l’aptitude à travailler et la bonne santé ; (ii) le capital financier qui désigne les ressources financières à
la disposition des ménages : stocks d’argent (épargne) et sources de crédit (formelles et informelles) ;
(iii) le capital naturel, c’est-à-dire les ressources naturelles à la disposition du ménage (terre, eau,
arbres, etc.) ; (iv) le capital physique qui comprend l’accès aux infrastructures de base (réseau de
transports, infrastructures sociales, etc.) et les biens productifs (logement) ; (v) le capital social qui est
l’ensemble des ressources qu’un agent p
e ménage ou groupe social sera donc associé un stock de capital humain, de capital financier, de
capital naturel, de capital physique et de capital social. Ces différentes dotations permettent de
caractériser chaque ménage ou chaque groupe social par un pentagone des actifs [figure 4].
Le point central du pentagone représente un accès nul à chacun des cinq types d’actifs. La
longueur de chaque segment reliant le centre à l’extérieur du pentagone représente le stock de capital
considéré détenu par le ménage ou le groupe focalisant notre attention. En fonction des dotations des
différents ménages, le pentagone présentera des formes très différentes. Il convient de préciser que ces
cinq types d’actifs sont interdépendants dans la mesure où la variation du stock d’un des actifs est
susceptible de modifier les autres stocks.
Les investigations des causes de la pauvreté chronique menées par le Chronic Poverty Researh
Center s’inscrivent dans ce cadre d’analyse
47
. La pauvreté chronique est associée à un déficit d’actifs,
déficit qui empêche les pauvres de long terme de profiter pleinement des opportunités liées à un
contexte économique favorable. Les investigations relatives aux facteurs de la pauvreté chronique se
devront donc de mettre en avant le rôle joué par les moyens d’existence des ménages.
47
Voir Tudawe (2001), Amis (2002).
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
27
Figure 4 : Pentagone des actifs
Capital humain
Capital social Capital naturel
Capital physique Capital financier
Source
de capital
humai
déterminants de la pauvreté chronique et transitoire à partir
de ce
e choix des modèles économétriques dépend par définition de l’approche adoptée dans
l’identification des formes de pauvreté (périodes / composantes). Dans le cas de l’approche de
périodes, voire de l’approche mixte, le choix se portera sur un modèle à choix qualitatif (de type Logit
dépendante correspondront aux différents types de
: DFID (1999).
Cette analyse en termes de stocks de capitaux, même si elle permet de saisir les caractéristiques
principales des pauvres chroniques, ne saurait rendre compte de la spécificité du concept de pauvreté
transitoire. La pauvreté transitoire correspond à une situation de privation passagère caractérisée par
des situations temporaires de pauvreté. La pauvreté transitoire s’inscrit donc dans le mouvement
(succession d’entrées et sorties dans/hors de la pauvreté). Une analyse statique en termes de stocks
d’actifs ne suffit donc pas à capter l’intégralité du phénomène. Il convient d’adopter une approche
dynamique. Plus que d’un manque chronique d’actifs, la pauvreté transitoire est la conséquence de
chocs négatifs endurés par les ménages et qui affectent leur bien-être de manière temporaire,
autrement dit qui renforce la variabilité de leur niveau de vie [Morduch (1994)]. Ces chocs, qui
peuvent toucher les ménages individuellement (chocs idiosyncrasiques) ou affecter l’ensemble d’un
groupe (chocs communs ou covariants), peuvent être de nature différente. Il peut s’agir en premier lieu
de chocs démographiques, c’est-à-dire de modifications dans la composition démographique du
ménage (changement de la taille consécutive à une naissance, un décès, un mariage ou une séparation ;
changement du chef de ménage, etc.). Aux Etats Unis, les mouvements d’entrées et sorties dans la
pauvreté seraient dans la moitié des cas la conséquence de changements dans la composition
démographique des ménages [Bane, Ellwood (1986)]. Il peut en second lieu être question de chocs
économiques. Ces évènements, étroitement liés au contexte macroéconomique, renforcent la
variabilité du bien-être du ménage : perte d’un emploi, hausse d’impôts, inflation. Enfin, la troisième
catégorie regroupe les chocs sur les dotations en actifs des ménages. Ces chocs réduisent les stocks
d’actifs ou empêchent les ménages d’en tirer le maximum de bénéfices. Prenons deux exemples. Une
maladie qui touche le membre d’un ménage aura des conséquences néfastes sur le stock
n de son ménage en diminuant l’aptitude à travailler de la personne atteinte. Dans le même ordre
d’idée, un choc climatique empêchera le ménage d’optimiser le rendement d’une terre cultivée
(capital naturel).
En définitive, l’analyse des causes des formes de la pauvreté doit tenir compte des spécificités
de chaque type de pauvreté. Si le cadre d’analyse présenté ci-dessus semble à même de rendre compte
de ces spécificités, l’étude empirique des
cadre général sera toutefois limitée par la nature des informations contenues dans les enquêtes
ménages.
2. Options économétriques
L
ou Probit). Les différentes modalités de la variable
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
28
ménages (non pauvres, pauvres temporaires et pauvres persistants). La logique est différente pour
lle vise à évaluer pour chaque ménage une composante de pauvreté
hronique et une composante de pauvreté transitoire. Dans ce cadre, certains ménages ont une des
Les variables de pauvreté chronique et de
auvreté transitoire sont d terminants requiert donc
utilisation d’un modèle à variable censurée (de type Tobit) pour chacune des deux composantes
alan, Ravallion (1996), Muller (1997)]. adopterons cette deuxième option, essentiellement
our deux raisons. Ce choix tient tout d’abord aux limites inhérentes à l’approche de périodes.
euxièmement, le recours aux composantes de pauvreté permet de conserver une variable dépendante
A. Présentation du m
Le modèle Tobit à variable dépendante censurée a été présenté par Tobin (1958). Son
xpression générale est don
i i i
ù Y
i
est une variable latente non observable, X
i
un ensemble de caractéristiques et ε
i
un terme
aléato
l’approche de composantes. E
c
deux composantes ou les deux composantes égales à zéro.
p onc censurées en zéro. L’estimation de leurs dé
l’
[J Nous
p
D
continue qui intègre par définition davantage d’information qu’une variable discrète.
odèle Tobit
e née par :
Y
*
= β’X + ε (2-15)
*
O
ire normalement distribué [ε
i
~ N(0,σ²)]. Si le seuil de censure est égal à 0 et est identique pour
tous les ménages, la variable latente permet de redéfinir la composante de pauvreté considérée Y
i
(chronique ou transitoire) comme suit :
>=
=
0
00
**
*
iii
ii
YsiYY
YsiY
(2-16)
Le modèle est estimé séparément pour chacune des deux composantes de pauvreté, par la méthode du
maximum de vraisemblance. L’expression de la fonction log de vraisemblance est la somme de deux
termes, correspondant respectivement aux observations non censurées (y
i
> 0) et censurées (y
i
= 0) :
Log L = -
2
1
>0iy
[log(2π) + log σ
2
+
σ²
Xβ'(Y
ii
] +
=0iy
log[1- Φ(
σ
Xβ'
i
)] (2-17)
Comme le soulignent Jalan, Ravallion (1996), le modèle Tobit simple est soumis à d’importants
problèmes de spécification du terme d’erreur et plus particulièrement à la présence
d’hétéroscédasticité (c’est-à-dire de non constance de la variance du résidu) et de non normalité. Au
sujet de la première de ces deux difficultés, Petersen, Waldman (1981) recommandent le recours à un
modèle Tobit à hétéroscédasticité multiplicative. Rappelons que dans le modèle de base, la variance
du résidu est supposée constante pour tout point d’observation [Var(ε
i
) = σ²]. Dans le modèle à
hétéroscédasticité multiplicative, elle est exprimée en fonction d’un vecteur de variables z
i
, comme
suit : Var(ε
i
) = σ² exp(α’z
i
)
48
. Il est alors possible, à posteriori, de mettre en œuvre un test
d’hétéroscédasticité. Il s’agit de tester l’hypothèse nulle H
0
selon laquelle α = 0 en comparant le log de
vraisemblance du modèle initial à celui du modèle à hétéroscédasticité multiplicative
49
. Nous
proposons en outre de tester l’hypothèse de normalité du résidu à partir du test de Pagan, Vella (1989),
basé sur les moments conditionnels. En effet, sous l’hypothèse de normalité, on doit satisfaire
plusieurs conditions de moments (sur les moments d’ordre 3 et 4 notamment), ces conditions étant
Voir Greene (1997), pp. 967-969.
48
49
La statistique LR du rapport de vraisemblance est égale à -2 (log L
C
– log L
NC
)log L
C
est le log de vraisemblance du
modèle initial et log L
NC
est le log de vraisemblance du modèle avec hétéroscédasticité multiplicative. Elle suit une loi du
Chi² où le nombre de degrés de liberté est égal au nombre de variables dans le vecteur z
i
.
DYNAMIQUES ET PERSISTANCE DE LA PAUVRETE EN RUSSIE
29
différentes selon qu’il s’agit d’observations censurées ou non censurées
50
. Au final, ces conditions sont
utilisées pour mettre en œuvre un test de spécification
51
.
B. Spécification des variables explicatives
Les déterminants des formes de la pauvreté que nous nous proposons d’analyser ont été
regroupés en six catégories. Les quatre premiers groupes de variables correspondent aux déterminants
classiques de la pauvreté, à savoir : (i) la localisation géographique appréhendée par la segmentation
métropoles / autres zones urbaines / rural ; (ii) les caractéristiques du chef de ménage telles que le
sexe (codée 1 si le chef de ménage est un homme), l’âge et la nationalité (codée 1 si le
chef est russe) ;
ii) la composition démographique du ménage avec la prise en compte de la taille du ménage, du
nombr en s en âge d’être à la retraite ; (iii) la situation sur le marché
u travail avec la proportion d’employés dans le ménage, la part des salaires dans le revenu du
ménag
o-actif informel et inactif). L’ensemble de ces variables vise à
ndre compte du degré d’intégration des ménages sur le marché du travail. A côté de ces déterminants
classiques, il convient d’intégrer des fac x deux formes de pauvreté de manière
saisir au mieux la complexité de ces deux phénomènes.
niveau d’éducation du chef de ménage (primaire / secondaire
supérieur). Deuxièmement, le capital physique et naturel est appréhendé par une variable binaire
d’accès à la terre. Précisons que l’accès aux infrastructures, composante du capital physique, est
appréhendé indirectement par la segmentation urbain / rural. Troisièmement, une variable d’accès au
crédit traduit la dotation du ménage en capital financier. Enfin, une variable indiquant si le ménage a
çu des transferts de son entourage (famille, amis ou ONG) constitue notre indicateur de capital
ie
’évènements qui en sont la conséquence directe
. La variation moyenne annuelle de la taille du
ménage sur l’ensemble de la période considérée, d’une part, ren s chocs
démogra aissanc vorce, etc.). Les chocs économique rt, sont
ppréhendés par trois facteurs : la variation de la proportion d’employés dans le ménage
Les estimations des modèles Tobit pour les composantes de pauvreté chronique et transitoire
sont reportées dans le tableau 10. Le bien-être permanent est mesuré par la moyenne temporelle de la
(i
e d’ fants et du nombre de personne
d
e et un ensemble de variables binaires captant le rôle du statut du chef sur le marché du travail
(pluri-actif, mono-actif formel, mon
re
teurs plus spécifiques au
à
Ainsi, le cinquième groupe de variables vise à prendre en compte les dotations en capitaux ou
les moyens d’existence des ménages, dont le rôle dans l’explication de la pauvreté chronique a été mis
en exergue par les travaux du CPRC. Quatre types d’actifs seront retenus. Le capital humain,
premièrement, est instrumentalisé par le
/
re
social.
La prise en compte des chocs, qu’ils soient spécifiques à chaque ménage (idiosyncrasiques) ou
communs (covariants), est plus complexe. Nous proposons de les appréhender à travers une sér
52
d
d compte de l’influence de
phiques (n e, décès, mariage, di s, d’autre pa
a
(augmentation, diminution ou stagnation), la variation de la part des salaires dans le revenu, et une
variable binaire captant l’impact des arriérés de salaires (codée 1 si sur la période considérée le
ménage a dû faire face à au moins un arriéré de salaire). La variation de la part des salaires revêt une
importance particulière dans la mesure où elle traduit l’évolution de la situation du ménage sur le
marché du travail et nous informe sur les comportements que celui-ci peut adopter face à ces
modifications. Une dégradation de la situation du ménage sur le marché du travail entraîne un déclin
de la part des salaires qui est compensé par une augmentation des autres composantes du revenu.
Parmi ces composantes, le ménage peut notamment agir sur les transferts privés (en mobilisant son
réseau social) et sur la production domestique. Il s’agit là de deux stratégies de survie informelles que
le ménage peut adopter face à un risque de pauvreté (chronique ou transitoire) accru.
Il est important de noter qu’à l’exception des variables d’évènements, toutes les variables sont
fixées à leur valeur de 1994 (début de la période d’étude).
3. Evidence empirique : des déterminants distincts
Muffels et al. (2000), Herrera, Roubaud (2003).
50
Nous ne reportons pas ces conditions. Voir Thomas (2000), pp. 133-134.
51
La statistique de test des moments conditionnels n’est pas reportée. Voir Greene (1997), p. 973. Sous l’hypothèse H
0
de
normalité des résidus, cette statistique suit une loi de Chi² à deux degrés de liberté.
52
DOCUMENT DE TRAVAIL N° 89
30
Tableau 2-9 : Estimations Tobit des déterminants des composantes de pauvreté chronique et transitoire
1
.
Russie 1994-2000.
Variables Variable dép
explicatives
composante de pau
endante: Variable dépendante:
vreté chronique composante de pauvreté transitoire
Coefficients Eff. Marg.
3
Coefficients t² Eff. Marg.
3
Constante
0,05656 0,598 0,00505 0,14413 3,462*** 0,06672***
Localisation
4
Métropoles 0,00272 0,080 0,00024 0,00320 0,334