III. RÉSULTATS DE L'ESTIMATION DU
MODÈLE
Nous avons fait le profil de pauvreté des
ménages du Sénégal, qui nous a permis de voir la
distribution et l'intensité de la pauvreté selon les
régions, le milieu, le sexe du chef de ménage, l'occupation du
chef de ménage, le niveau d'instruction du chef de ménage, le
groupe d'âge du chef de ménage et la situation matrimoniale du
chef de ménage. Nous avons également fait le test
d'indépendance entre la pauvreté et les variables explicatives du
modèle pour voir les interactions. Nous allons maintenant estimer le
modèle de régression logistique pour voir les facteurs
explicatifs de la pauvreté monétaire du Sénégal.
Le souci d'une analyse plus pertinente nous a conduit à
faire une régression en éclatant toutes les variables
qualitatives du modèle en autant de modalités que chacune d'elle
comporte tout en prenant en compte les modalités de
référence. Les modalités des différentes variables
sont analysées séparément afin de mesurer le degré
de significativité de chaque modalité.
Tableau 11: Résultats de la
régression logit et les différents tests de
spécification
|
VARIABLES
|
Modalité de référence
|
Coefficient
|
Odds ratio
|
|
degrés de pauvreté
|
non pauvre
|
|
|
|
Taille du ménage
|
|
|
|
|
Taille
|
|
0,244***
|
1,276***
|
|
|
|
|
|
|
-0,014
|
-0,018
|
|
taille2
|
|
-0,00321***
|
0,997***
|
|
|
-0,000432
|
(0,000431
|
|
Sexe du chef de
ménage
|
Masculin
|
|
|
|
Féminin
|
|
-0,487***
|
0,614***
|
|
|
-0,0944
|
-0,058
|
|
Milieu de résidence du chef de
ménage
|
Urbain
|
|
|
|
Rural
|
|
0,151**
|
1,163***
|
|
|
-0,069
|
-0,08
|
|
Niveau
d'instruction du
chef de ménage
|
Supérieur
|
|
|
|
Sansinstrucyion
|
|
2,301***
|
9,988***
|
|
|
-0,271
|
-2,71
|
|
Primaire
|
|
1,870***
|
6,490***
|
49
|
|
-0,278
|
-1,803
|
|
Moyen
|
|
1,418***
|
4,128***
|
|
|
-0,291
|
-1,203
|
|
Secondaire
|
|
1,051***
|
2,861***
|
|
|
-0,312
|
-0,892
|
|
Région de résidence du chef
ménage
|
Dakar
|
|
|
|
Ziguinchor
|
|
2,208***
|
9,095***
|
|
|
-0,167
|
-1,518
|
|
Diourbel
|
|
0,533***
|
1,704***
|
|
|
-0,162
|
-0,275
|
|
Saint-Louis
|
|
0,237
|
1,268***
|
|
|
-0,17
|
-0,216
|
|
Tambacounda
|
|
0,715***
|
2,044***
|
|
|
-0,162
|
-0,331
|
|
Kaolack
|
|
1,197***
|
3,311***
|
|
|
-0,156
|
-0,517
|
|
Thiès
|
|
0,103
|
1,108***
|
|
|
-0,167
|
-0,185
|
|
Louga
|
|
-0,391**
|
0,676***
|
|
|
-0,181
|
-0,123
|
|
Fatick
|
|
1,393***
|
4,028***
|
|
|
-0,163
|
-0,658
|
|
Kolda
|
|
1,513***
|
4,539***
|
|
|
-0,168
|
-0,762
|
|
Matam
|
|
0,644***
|
1,904***
|
|
|
-0,171
|
-0,326
|
|
Kafrine
|
|
0,945***
|
2,572***
|
|
|
-0,166
|
-0,426
|
|
Kédougou
|
|
1,762***
|
5,826***
|
|
|
-0,178
|
-1,04
|
|
Sedhiou
|
|
1,464***
|
4,323***
|
|
|
-0,166
|
-0,719
|
|
Situation
matrimoniale du
chef de
ménage
|
Monogamie
|
|
|
|
Polygame
|
|
-0,341***
|
0,711***
|
|
|
-0,0739
|
-0,053
|
|
Co?=libatair
|
|
0,599***
|
1,820***
|
|
|
-0,213
|
-0,387
|
|
Veuf
|
|
0,287**
|
1,332***
|
|
|
-0,127
|
-0,17
|
|
Divorcer
|
|
0,198
|
1,219***
|
|
|
-0,226
|
-0,275
|
|
Groupe d'âge du
chef de
ménage
|
âgé de 35 à 60 ans
|
|
|
50
moinde35ans
|
|
0,117
|
1,124***
|
|
|
-0,104
|
-0,117
|
|
plusde60ans
|
|
-0,0389
|
0,962***
|
|
|
-0,0797
|
-0,077
|
|
Occupation du chef de ménage
|
Occupe
|
|
|
|
Chômeur
|
|
0,513***
|
1,670***
|
|
|
-0,187
|
-0,312
|
|
Inactif
|
|
0,0231
|
1,023***
|
|
|
-0,0784
|
-0,08
|
|
Constant
|
|
-5,111***
|
0,006***
|
|
|
-0,304
|
-0,002
|
|
|
|
|
|
Observations
|
|
5,894
|
|
|
significativité
globale
|
|
0.0000
|
|
Test de Hosmer-
Lemeshow
|
|
0.2375
|
|
Taux de bon
classement
|
|
72.51%
|
|
Area Under ROC
curve
|
|
0.7958
|
|
|
|
|
|
Robust standard errors in parenthèses
|
|
|
|
*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
|
|
|
- Analyse des déterminants
Les résultats de cette estimation ont permis de
détecter les principaux déterminants de la pauvreté
monétaire des ménages du Sénégal.
- On remarque que le coefficient de la
variable taille du chef de ménage est positif. Ainsi la pauvreté
est une fonction croissante de la taille du ménage. Sans aucun doute,
l'augmentation de la taille du ménage est un facteur de rabaissement du
niveau de vie du ménage, ayant un impact significatif car la
probabilité du test est nulle. Toutes choses étant égales
par ailleurs, la probabilité pour un ménage d'être pauvre
est plus grande à mesure que la taille du ménage augmente. Mais
lorsque la taille du ménage double la probabilité du
ménage d'être pauvre diminue. Globalement, elle agit positivement
sur la pauvreté jusqu'à un certain niveau, et lorsqu'elle double
elle devient un facteur négatif sur la pauvreté.
51
- On constate que la modalité « féminin
» de la variable sexe du chef de ménage est significative aux
seuils de 1%, 5% et 10%. Ainsi toutes choses étant égales par
ailleurs, la probabilité pour un ménage d'avoir un niveau de vie
faible est d'autant plus important que le chef de ménage est de sexe
masculin.
- Les modalités de la variable niveau d'instruction du
chef de ménage sont significatives aux seuils conventionnels. L'effet de
l'éducation sur la pauvreté apparait nettement. Le niveau
d'instruction supérieur étant pris comme référence,
les signes positifs indiquent que la pauvreté est une fonction
décroissante du niveau d'instruction du chef de ménage. L'examen
des coefficients de la régression montre que les ménages sans
aucun niveau d'instruction sont les plus pauvres. Viennent ensuite
respectivement les ménages de niveau primaire, moyen et secondaire. Ce
qui montre l'intérêt que l'on doit accorder à
l'éducation qui est un puissant facteur de réduction de la
pauvreté.
- La dimension spatiale de la pauvreté est
vérifiée par l'analyse économétrique. Le
coefficient de la modalité « rural » de la variable milieu de
résidence du chef de ménage est positif et significativement
diffèrent de zéro. Ce qui indique que les ménages
situés dans le milieu rural sont plus exposés à la
pauvreté que ceux du milieu urbain. Les résultats obtenus mettent
en évidence également le lien entre la pauvreté et les
régions. D'une manière générale les ménages
situés à l'extérieur de la capitale et de la région
de Louga sont plus exposés à la pauvreté.
- Les résultats économétriques montrent
que les modalités « célibataire » et « veufs (Ve)
» sont significatives au seuil de 5% et les signes des coefficients sont
positifs. Ce qui montre que les ménages dont le chef est
célibataire ou veuf(Ve) sont plus exposés à la
pauvreté. Mais paradoxalement, la modalité « polygame »
de la variable situation matrimoniale du chef de ménage est
significative et le coefficient est négatif. Ce qui indique que la
probabilité d'être pauvre est d'autant moins élevée
que le chef de ménage est polygame. Cela peut s'expliquer par le fait
que lorsqu'un chef de ménage choisit la polygamie, c'est parce qu'il a
les ressources pour le faire. Donc ces ménages sont relativement plus
nantis que les autres, même si ce n'est pas toujours le cas. C'est ce qui
peut expliquer en partie ce signe négatif.
- Pour le statut du chef de ménage, on constate que
seule la modalité « chômeur » de la variable occupation
du chef de ménage est significative. Le signe positif obtenu est
conforme à ce à quoi on pouvait s'attendre. Ainsi, toutes choses
étant égales par ailleurs, la
52
probabilité pour un ménage d'avoir un niveau de
vie élevé est d'autant plus important que le chef de
ménage occupe un emploi.
- Le groupe d'âge du chef de
ménage n'est pas un facteur significatif du modèle car les
probabilités sont supérieures aux seuils conventionnels. Les
résultats de l'estimation montrent que le groupe d'âge du chef de
ménage n'a pas un impact sur la probabilité d'être
pauvre.
Les résultats de nos travaux montrent le degré
de significativité de chaque modalité des variables
exogènes du modèle. Le modèle est très significatif
et jouit d'une grande capacité explicative (79,58%). On note aussi que
le modèle s'ajuste bien à nos données et qu'il a un bon
pouvoir de prédiction et un pourcentage de prédiction correct
très élevé (72,51%).
|
|
