Etude comparative des conditions de travail des enfants issus des ménages agricoles au Burkina Faso, en Côte d'Ivoire et au Mali

IV.2.3 La méthode de simulation du maximum de vraisemblance (SML)

La fonction de vraisemblance (fonction de distribution cumulative normale trivariée) pour N observations est donnée par :

L ? ( ; )

où est la fonction de densité d'une loi normale multivariée (à trois variables) avec les

arguments et :

Note : ( ) avec k ~ _k - , pour chaque i.

La matrice est constituée par les éléments ( ) tels que :

p 4 ;

;

La résolution du système S (de trois équations) se fait donc à travers la maximisation de la fonction de vraisemblance définie ci-dessous. Cette maximisation se fait suivant une méthode de simulation des distributions normales multivariées.

La présente étude optera pour le simulateur Geweke-Hajivassiliou-Keane (GHK) ⁵⁶ , programmé par Cappellari et Jenkins (2003)⁵⁷. Par ailleurs, le principe du simulateur GHK est basé sur la possibilité d'exprimer la fonction de densité d'une distribution normale multivariée comme un produit séquentiel de probabilités conditionnelles univariées (d'une distribution normale).

Dans ce cas précis (trois variables dépendantes), il sera obtenu huit (08) probabilités
conjointes ( possibilités) correspondant aux différentes combinaisons possibles de

"réussite" (Y ) et d'"échec" (Y ) pour les trois activités dont l'étude veut estimer la probabilité du choix de participation. En effet, sachant que la combinaison des trois (03) possibilités d'allocation de leur temps de travail par les enfants génère sept (07) stratégies possibles et une option supplémentaire consistant à n'exercer aucune de ces trois (03) activités (enfant "oisif"), il sera nécessaire de déterminer huit⁵⁸ (08) contributions à la vraisemblance. Il faut noter que les résultats obtenus sont dépendants du nombre de tirages aléatoires (random draws) utilisé pour le calcul de la fonction simulée de vraisemblance. Ce nombre doit être au moins égal à la racine carrée de la taille de l'échantillon étudié (Cappellari & Jenkins, 2003).

⁵⁶ Cf. Borsch et al. (1992), Borsch & Hajivassiliou (1993), Keane (1994), et Hajivassiliou & Ruud (1994).

⁵⁷ Programme mvprobit de Stata 10.0.

⁵⁸ Voir Tableau 37.

Aussi, le choix d'une cinquantaine (50) de tirages aléatoires pour les trois (03) pays faisant l'objet de la présente étude permettra d'avoir une estimation fiable des paramètres.

IV.2.4 Interprétation et discussion des résultats d'estimations

Les résultats de l'estimation (Tableau 34, Tableau 35 Tableau 36 en annexe ; Tableau 24) confirment et justifient l'utilisation d'un modèle multivarié.

En effet, les tests du ratio de vraisemblance (LR tests) indiquent que les différents coefficients de corrélation entre les termes d'erreurs de chacune des équations estimées, sont significativement non nuls dans les trois (03) pays, ce qui montre que les décisions de participation aux trois (03) différentes activités sont dépendantes les unes des autres. Aussi, les choix de participation à une des trois (03) activités ne dépendent pas uniquement des attributs propres à chacune d'elles, mais aussi de l'existence d'autres options (activités)⁵⁹. En clair, les décisions de participation et les différentes combinaisons provenant de ces décisions, relèvent d'une procédure sélective.

Par ailleurs, ces coefficients sont tous positifs, ce qui montre que les variables inobservées influençant la participation de l'enfant aux activités agricoles sont positivement corrélées avec les caractéristiques inobservées qui influencent de leur côté, la participation aux activités économiques de méme qu'aux activités domestiques.

Par ailleurs, le signe positif des coefficients de corrélation entre les résidus des équations estimées pour les trois (03) pays, indique que quel que soit le pays considéré, la probabilité pour un enfant de participer aux activités agricoles influence positivement celle qu'un enfant a de travailler dans le secteur des activités économiques de même que la probabilité de participation de l'enfant aux activités domestiques. La transitivité étant de mise (les raisonnements inverse prévalent également), il est donc possible de conclure à liens de complémentarité entre ces trois (03) types d'activité.

Analyse des variables d'influence sur les participations sectorielles

Les différentes variables significatives précédemment identifiées n'agissent pas de la même façon selon le secteur considéré et le pays concerné. En effet, du point de vue des déterminants du travail des enfants dans chaque secteur, les résultats du modèle global sont, en général, retrouvés. Toutefois, il faut noter certaines différences significatives qui font ressortir une certaine spécificité pour chaque pays.

⁵⁹ L'hypothèse d'indépendance des alternatives non pertinentes (IANP) est ainsi levée.

Burkina Faso

L'analyse sectorielle montre qu'au Burkina Faso (Tableau 24), le sexe de l'enfant ne détermine pas sa propension à travailler dans le secteur agricole alors qu'il influence la probabilité de travail de l'enfant dans les secteurs économiques et domestiques. Dans ces deux (02) derniers secteurs, les jeunes garçons ont moins de chance d'être actifs, comparativement à leurs jeunes soeurs. Par ailleurs, la structure familiale est quelque peu déterminante dans les secteurs agricoles et domestiques, mais sans grande influence dans le secteur des activités économiques. Enfin, la localisation géographique ne semble jouer un rôle que dans le secteur agricole. En effet, à l'image des résultats obtenus dans l'analyse intersectorielle, les enfants habitant les zones de faible ou moyenne intensité d'émigration ont plus de chance de travailler que ceux vivant dans les zones de forte émigration. Les caractéristiques de l'enfant sont peu déterminantes dans sa propension à s'adonner à une activité agricole, ce qui n'est pas le cas concernant le secteur des activités économiques et celui des activités domestiques.

Tableau 24 : Estimations simultanées des probabilités de participations : cas du Burkina Faso

	Activités agricoles		Activités économiques			Activités domestiques
Coefficient	ET	Coefficient	ET		Coefficient	ET	Caractéristiques de l'enfant
							Sexe - Garçon^1
		-0,38289954***	0,1214		-0,74573837***		Environnement familial
							Effectif 0 - 5 ans
0,02244777	0,0384	-0,03290655	0,0519		0,01376145	0,0703	Effectif 6 - 14 ans
-0,02567761	0,0303	0,04979837	0,0397		0,03206008	0,0416	Effectif 15 - 17 ans
-0,10251695*	0,0557	0,01641181	0,0812		-0,13573402**	0,0315	Effectif 18 - 54 ans
0,00896765	0,0333	-0,02190073	0,0447		-0,03942107	0,0604	Effectif 55 ans et plus
-0,01133745	0,0545	-0,08475594	0,0776		0,01752499	0,0342	Enfants vivant seulement avec son père
-0,02717956	0,2020	-0,44997152	0,3428		-0,15982065	0,0563	Enfants vivant seulement avec sa mère
0,15270338	0,1558	0,10208101	0,1999		0,12077887	0,2136	Enfants ne vivant ni avec le père ni avec la mère
-0,3276692**	0,1479	-0,03156096	0,2129		-0,31789571**	0,1606	Caractéristiques du chef de ménage
							Agriculture
-0,08111871	0,1759	-,3731268	0,2373		-0,04350627	0,1494	Salarié^1
0,06571765	0,4504	-3,5573133***	0,2475		0,43930779	0,1735	Profession libérale^1
-0,13835839	0,1115	-0,04084934	0,1452		-0,19024885	0,4807	Autres emplois ^1
-0,04395662	0,1869	-0,01689091	0,2736		-0,1957326	0,1166	Chômeur/Inactifs^1
-0,2070314	0,1386	0,01297843	0,1931		-0,22193613	0,2014	Caractéristiques géographiques
							Strate (1)^1
0,3667059***	0,1405	-0,13141987	0,1787		0,07045748	0,1430	Strate (2) ^1
0,31127917**	0,1494	-0,21585697	0,1922		0,18377327	0,1468	Constante
0,00912378	0,2476	-0,63332093*	0,3293		0,36437125	0,1552	Coefficients de corrélations (LR test)
P21 = 0,6812153***
P31 = 0,9313532***	P32 = 0,5796522***

(i) LR Test X²(3) : 451,865 (0,000) ; (ii) AIC = 1930,727 ; (iii) BIC = 2173,132

Indications : ET : Ecart-type ; *** Significatif à 1% ; ** Significatif à 5% ; * Significatif à 10% ; (iv) variables binaires,

Source : TULANE-ENSEA, 2009, Enquêtes sur les conditions de vie et de migration des enfants, estimation sous Stata

Côte d'Ivoire

S'agissant de la Côte d'Ivoire, l'analyse du Tableau 34 (en annexe) montre l'ensemble des variables influençant le comportement des enfants en termes de participation aux différentes activités étudiées. Le sexe et l'âge de l'enfant influencent de la méme façon (méme signe méme si ce n'est pas la méme intensité) leur propension à travailler dans les trois (03) secteurs. Ainsi, les garçons (respectivement les 10-14 ans) ont-ils moins de chance de travailler que les filles (respectivement le 15-17 ans). La pauvreté semble influencer positivement la prévalence du travail des enfants dans les trois (03) secteurs, mais seul le secteur agricole semble impacté significativement par cet indicateur de bien-être. Par ailleurs, les enfants habitant les zones de moyenne intensité de production cacaoyère ont moins de chance de travailler, comparativement aux enfants vivant dans les zones de forte production de cacao, et ceci, dans les trois (03) secteurs.

Mali

Au Mali (Tableau 35 en annexe), le sexe de l'enfant joue un rôle important dans sa propension à participer aux activités économiques contrairement aux autres types d'activités, à l'image du Burkina Faso. Les enfants âgés de 10 à 14 ans ont moins de chance de travailler que ceux ayant plus de 14 ans, et ce, dans les trois (03) secteurs étudiés. Par ailleurs, la scolarisation ne semble n'avoir aucun rôle dans la détermination de la probabilité de participation des enfants aux différentes activités. Ce résultat qui semble contradictoire peut s'expliquer : en effet, la significativité de cette variable dans le modèle global est assez limitée (10% de seuil d'erreur). Il en est de méme pour la localisation géographique qui ne semble influer significativement (au moins à 5%) la propension des enfants à travailler que dans le secteur agricole. En effet, le fait pour un enfant d'habiter dans une zone de faible ou de moyenne intensité d'émigration augmente ses chances de travailler dans le secteur agricole.

Synthèse : Il apparait que l'âge (Côte d'Ivoire, Mali), le sexe et la localisation géographique sont les facteurs qui semblent les plus déterminants quant à la participation au secteur d'activités dans les trois (03) pays. La pauvreté n'est décisive, par contre, qu'en Côte d'Ivoire.

Analyse des probabilités marginales de participation

Le Tableau 36 (en annexe) indique les différentes propensions marginales de participation aux trois (03) activités. Les enfants ont à peu près une chance sur deux de travailler dans les secteurs agricoles et domestiques au Mali, la propension marginale à travailler dans le secteur économique n'étant que de 0,12. En Côte d'Ivoire, c'est à peu près la méme chose qui est

observée, avec toutefois, des degrés (de probabilité) plus faibles en ce qui concerne les secteurs agricole et domestique (près de 0,36). Ainsi, un enfant ivoirien a en particulier une chance sur trois de travailler dans les secteurs agricoles et domestiques. La situation du Burkina est un peu plus déséquilibrée en faveur du secteur agricole pour lequel les enfants ont plus d'une chance sur deux de travailler. Ce secteur est suivi par les activités domestiques (0,42), les activités économiques autres qu'agricoles venant en troisième position (0,09).

Analyse des probabilités prédites de participation

S'agissant des interrelations entre les différentes activités effectuées par les enfants, il s'avère, en analysant les probabilités prédites (ou jointes) (Tableau 37 en annexe), que les dépendances et les interrelations constatées entre les décisions de participation à l'aide des tests du ratio de vraisemblance se justifient dans les trois (03) pays, mais aussi, que des dissemblances significatives existent entre eux. En effet, au Burkina Faso, un enfant a plus de chance de travailler exclusivement dans le secteur agricole (0,43) et domestique (0,34). Les chances pour qu'il participe à la fois à des activités agricoles et domestiques sont de 0,30. Il a très peu de chance de participer exclusivement à des activités économiques (0,02) ou encore de juguler activités économiques et agricoles seules (0,009). S'agissant d'une participation concomitante aux trois (03) types d'activités, ses chances sont seulement de 0,074. Quant à la Côte d'Ivoire et au Mali, c'est dans le travail domestique que les chances d'une participation exclusive sont les plus grandes (0,26 en Côte d'Ivoire, 0,38 au Mali). Ensuite vient le secteur des activités agricoles et une participation concomitante aux travaux agricoles et domestiques.

S'agissant d'une participation simultanée aux trois (03) types d'activités, il apparait que les chances sont bien plus grandes pour les enfants de ces deux pays, comparativement au cas des enfants Burkinabés (0,07). Elles sont en effet, de 0,11 pour ces deux (02) pays (Côte d'Ivoire et Mali). Pour ce dernier pays (Mali), les enfants n'ont aucune chance de travailler exclusivement dans les secteurs agricoles et économiques. Enfin, la probabilité pour les enfants de ne participer à aucune des trois (03) activités est plus forte en Côte d'Ivoire (0,55). Ce pays est suivi par le Mali (0,48) et le Burkina Faso (0,43). Ces résultats sont conformes à ceux attendus, la prévalence du travail des enfants étant plus élevée au Burkina Faso, suivi du Mali et de la Côte d'Ivoire.

Analyse des probabilités conditionnelles de participation

Dans cette section, l'analyse s'établira dans une optique comparative entre le groupe des
activités économiques (agricultures et activités économiques autres qu'agricoles) et le travail

domestique (Tableau 38 en annexe). Au Burkina Faso et en Côte d'Ivoire, la probabilité pour un enfant d'être actif dans le secteur des activités domestiques sachant qu'il s'adonne a priori à une activité agricole ou économique (autre qu'agricole) est de 0,73 (Burkina Faso) et de 0,78 (Côte d'Ivoire). Au Mali, cette probabilité est bien plus élevée. En effet, dans ce dernier pays, la chance pour un enfant d'être occupé dans les activités domestiques alors qu'il l'est déjà dans une activité économique est de 0,95. A l'inverse, les propensions pour les enfants d'être occupés dans le groupe des activités économiques sachant qu'ils sont déjà actifs dans les activités domestiques sont beaucoup plus équilibrées dans les trois (03) pays. Toutefois, le groupe Burkina Faso - Mali se distingue quelque peu de la Côte d'Ivoire. Cette probabilité conditionnelle est, en effet, de 0,94 pour le Mali et de 0,92 pour le Burkina Faso alors que les enfants ivoiriens ont à ce niveau des chances relativement moindres (0,86).

En général, les distributions conditionnelles font ressortir des propensions conditionnelles assez élevées, ce qui montre que des effets d'entrainement existent bel et bien du point de vue de la participation aux activités inhérentes aux différents secteurs. Cela confirme et renforce l'hypothèse de dépendance entre les décisions de participation à chacune de ces activités en même temps qu'il certifie les liens de complémentarité entre celles-ci.