Chapitre 4. Quelle est l’incidence des migrations sur le développement en Côte d’Ivoire ?
Les migrations, qu’il s’agisse de l’émigration ou de l’immigration, sont une caractéristique importante de la Côte d’Ivoire. Cependant, les liens entre leurs différentes dimensions et le développement ne sont pas très bien compris. Ce chapitre utilise des données d’enquêtes du projet Interactions entre politiques publiques, migrations et développement (IPPMD) afin de démêler certains liens complexes entre, d’une part, l’émigration, les transferts de fonds, la migration de retour et l’immigration et, d’autre part, cinq secteurs essentiels en matière de développement : le marché de l’emploi, l’agriculture, l’éducation, l’investissement et les services financiers, ainsi que la protection sociale et la santé. L’analyse des grands flux d’immigration vers le pays et de la hausse récente de l’émigration permet de mieux comprendre la dynamique des migrations, ainsi que leurs liens avec l’économie et l’utilisation des services et des ressources publiques. Le chapitre conclut en évaluant le degré actuel de réalisation du potentiel de développement des migrations et des transferts de fonds en Côte d’Ivoire.
Grâce à sa politique d’immigration relativement ouverte, mise en place dans les années 60, et à la croissance continue observée dans les années 60 à 80, la Côte d’Ivoire est devenue l’une des économies les plus fortes d’Afrique, et un grand importateur de main-d’œuvre en Afrique de l’Ouest, en particulier à partir du Burkina Faso. La stagnation dans les années 90, puis la guerre civile entre 2002 et 2011, ont ralenti le flux d’immigration vers la Côte d’Ivoire et augmenté le flux d’émigration. Depuis 2011, l’économie est de nouveau sur la bonne voie, bien que le bien-être individuel n’ait pas nécessairement suivi (OCDE, 2016). En 2013, environ 5 % des personnes nées en Côte d’Ivoire vivaient dans un autre pays, et 11 % de la population vivant en Côte d’Ivoire n’y était pas née (Banque mondiale, 2017a). La hausse de l’émigration a été suivie d’un afflux de transferts de fonds, bien que leur part en proportion du produit intérieur brut (PIB) reste faible, à quelque 1 % en 2015 (Banque mondiale, 2017b).
Des études antérieures ont montré que les migrations et les transferts de fonds avaient des effets positifs sur les principaux indicateurs de développement en Côte d’Ivoire, tels que la réduction de la pauvreté, la croissance et les investissements dans le capital humain et physique (Chapter 2). Cependant, les études récentes sont rares, notamment en raison de la difficulté à recueillir des données au cours du conflit et du caractère relativement nouveau du phénomène d’émigration dans le pays. Dans l’ensemble, le lien entre les différentes dimensions migratoires et le développement en Côte d’Ivoire est assez peu étudié.
Le présent chapitre analyse l’incidence des migrations sur le développement en Côte d’Ivoire dans cinq secteurs : le marché de l’emploi, l’agriculture, l’éducation, l’investissement et les services financiers, ainsi que la protection sociale et la santé. Il présente les conclusions d’analyses de données qui étudient l’incidence des quatre dimensions migratoires : l’émigration, les transferts de fonds, la migration de retour et l’immigration.
Migrations et marché de l’emploi
Après la crise post-électorale de 2010, la Côte d’Ivoire a connu une croissance économique sans précédent ainsi qu’un bon équilibre des soldes extérieur et budgétaire. Selon la Banque mondiale, l’économie ivoirienne a augmenté de 9.3 % en moyenne annuelle entre 2012 et 2015. En parallèle, la Côte d’Ivoire a également enregistré une diminution du taux de pauvreté, lequel est passé de 49 % en 2009 à 46 % en 2015 (Banque mondiale, 2017c).
En dépit de cette évolution positive, la population ivoirienne est toujours confrontée à des difficultés en matière d’emploi. D’après l’enquête nationale sur la situation de l’emploi et du travail des enfants (OIT, 2015), la population active en Côte d’Ivoire est estimée à 63 % de la population : 63 % pour les hommes et 61 % pour les femmes. La majeure partie de la population en âge de travailler réside dans les zones rurales (53.5 %). On estime que la population qui n’est pas économiquement active représente 44 % de la main-d’œuvre, et cette part est relativement supérieure chez les femmes (56 %). La part de travail salarié est supérieure chez les hommes (40 %) par rapport aux femmes (20 %). Le pays compte environ 426 225 chômeurs, dont 44 % résident à Abidjan (OIT, 2015).
Près des trois quarts de la population employée n’est pas salariée (74 %, travailleurs familiaux compris). Seuls 25 % des emplois sont des emplois salariés ; selon le genre, on note que 34 % des postes occupés par des hommes sont des emplois salariés contre 14 % chez les femmes. Au regard des secteurs d’activités, on note que l’agriculture demeure le plus grand secteur en termes d’emploi, représentant 44% des emplois. Le secteur des services représente 26 % des emplois, suivi du commerce (18 %) et de l’industrie (12 %) (OIT, 2015).
L’enquête IPPMD en Côte d’Ivoire a collecté un échantillon total de 8 356 personnes âgées de 15 ans au moins. Dans le groupe de personnes en âge de travailler (15-64 ans), le taux d’activité était de 53 % (62 % pour les hommes et 45 % pour les femmes), soit nettement inférieur au taux national. Le taux est plus élevé dans les zones rurales (54 %) que dans les zones urbaines (53 %). Le taux d’emploi est de 51 % : 59 % pour les hommes et 42 % pour les femmes et il est plus élevé dans les zones rurales (53 %) que dans les zones urbaines (50 %). Environ 46 % de la population en âge de travailler étudiée affirmait ne pas travailler et chercher un emploi. Le travail indépendant reste la forme prédominante d’emploi. Près de 82 % de la main-d’œuvre active exerce une activité indépendante.
Les transferts de fonds peuvent réduire l’apport de main-d’œuvre
L’émigration se traduit par une réduction de l’offre de main-d’œuvre quand les migrants participaient au marché de l’emploi avant leur départ. La quasi-totalité des émigrés actuels en Côte d’Ivoire sont en âge de travailler (15-64 ans) et les personnes plus jeunes (15-44 ans) représentent 80 % d’entre eux. Quelle est la signification pour les ménages qui perdent leur force productive au profit de l’émigration ? Les incidences sont complexes et variables selon que l’émigré a été employé avant de partir et selon qu’il ou elle a transféré des fonds après avoir trouvé un emploi à l’étranger. Sans transfert de fonds, les autres membres du ménage peuvent être dans l’obligation de chercher un emploi ; d’un autre côté, recevoir des transferts de fonds peut contribuer à réduire le besoin de travailler des membres du ménage. Ces schémas sont bien identifiés dans différents contextes et régions du monde (Acosta, 2007 ; Amuedo-Dorantes et Pozo, 2006 ; Funkhouser, 2006 ; Kim, 2007 ; Osaki, 2003).
Bien que cette image complexe ne permette pas aisément d’isoler les effets individuels, les données IPPMD font la lumière sur la question. Le Figure 4.1 compare la proportion moyenne de membres actifs d’un ménage dans les ménages non-migrants, les ménages avec un émigré ne recevant pas de transferts de fonds et les ménages en recevant. Le graphique montre que les ménages avec des émigrés qui reçoivent des transferts de fonds ont la plus faible proportion d’adultes actifs. Il n’y a pas de différence visible entre les ménages sans migrants et ceux avec migrants, mais qui ne reçoivent pas de transferts de fonds. Telle est la tendance générale dans les zones urbaines. Dans les zones rurales, la situation est différente. Dans les ménages sans aucun migrant, le nombre de membres qui travaillent est inférieur par rapport aux ménages avec un émigré qui ne reçoivent pas de transferts de fonds. Près de 88 % des ménages ruraux exercent des activités agricoles, soit une proportion nettement plus élevée qu’en milieu urbain (29 %). Cette situation illustre sans doute le fait que les ménages ruraux dont la main-d’œuvre productive a émigré sans compenser son absence par le transfert de fonds doivent trouver d’autres emplois en dehors du ménage. Ce lien a été étudié de manière plus approfondie dans un cadre de régression en tenant compte des autres facteurs susceptibles d’influencer la décision de travailler du ménage. Cela étant, les résultats n’ont montré aucun lien statistique sérieux entre les migrations et la participation à la main-d’œuvre des ménages.
Note : L’échantillon exclut les ménages avec uniquement des migrants de retour et uniquement des immigrés.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
Les transferts de fonds et la migration de retour favorisent le travail indépendant
Si le travail indépendant peut être considéré comme un emploi vulnérable, il est bien souvent le seul moyen de vaincre la pauvreté. Les migrations peuvent stimuler davantage le travail indépendant grâce à deux moyens : les transferts de fonds et la migration de retour. Les recherches indiquent que du fait que les transferts de fonds augmentent le revenu des ménages, ils peuvent offrir aux membres restés dans le pays le capital dont ils ont besoin pour créer une entreprise et stimuler le travail indépendant (Mesnard, 2004 ; Dustmann et Kirchkamp 2002 ; Woodruff et Zenteno, 2007 ; Yang, 2008). De même, les migrants de retour peuvent utiliser les économies qu’ils ont accumulées à l’étranger pour se mettre à leur compte. De plus en plus d’études montrent que les migrants de retour et les membres de leur ménage ont tendance à être des travailleurs indépendants ou à créer leur propre entreprise (Ammassari, 2004 ; De Vreyer et al., 2010 ; Giulietti et al., 2013).
On observe également ces schémas en Côte d’Ivoire, confirmés par l’analyse de régression1 (Box 4.1). Le Table 4.1 montre les résultats de l’analyse et suggère que la réception de transferts de fonds est positivement associée au travail indépendant. Cela vaut à la fois pour les hommes et les femmes, et aussi bien dans les zones rurales que dans les zones urbaines. Cependant, le lien entre le fait de compter un migrant de retour au sein du ménage et le travail indépendant semble moins évident. Seuls les hommes semblent exercer davantage une activité indépendante lorsque leur ménage compte un migrant de retour.
Les immigrés constituent une source de main-d’œuvre importante
En plus d’être un pays d’émigration, la Côte d’Ivoire est également un pays de destination pour les immigrés, principalement en provenance des pays voisins (Chapter 3). Si l’on considère généralement que l’immigration a des effets négatifs sur l’emploi et les salaires de la population locale, les recherches constatent dans l’ensemble un faible impact de l’immigration (Basso et Peri, 2015 ; Dustmann et al., 2013 ; Facchini et al., 2013 ; Gindling, 2008) et des effets légèrement négatifs sur le niveau de salaire des travailleurs autochtones peu qualifiés (Camarota, 1998 ; Orrenius et Zavodny, 2003).
Selon les données IPPMD concernant la Côte d’Ivoire, les immigrés constituent 20 % de la main-d’œuvre totale. En règle générale, ils comptent relativement plus de travailleurs que la population autochtone (Figure 4.2). Parmi les adultes âgés de 15 ans et plus, la part des personnes employées est nettement supérieure chez les immigrés (70 %) par rapport aux personnes nées dans le pays (autochtones, 47 %). De la même manière, la population qui n’est pas économiquement active (les personnes qui ne travaillent pas et qui ne cherchent pas de travail) est presque deux fois plus importante chez les autochtones (49 %) que chez les immigrés (28 %). Les immigrés en Côte d’Ivoire ont aussi sensiblement plus tendance à exercer une profession indépendante. Au sein de la population active, la part des travailleurs indépendants est supérieure chez les immigrés (88 % contre 80 % chez les autochtones).
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
Afin d’analyser davantage le lien entre le fait de recevoir des transferts de fonds et les décisions des membres du ménage en matière d’emploi, deux modèles probit ont été utilisés sous la forme suivante :
Prob(travailleur_indépendanti) 
(1)
(2)
où 
représente un individu i qui est un travailleur indépendant, 
signifie qu’un ménage reçoit des transferts de fonds et 
indique qu’un ménage compte au moins un migrant de retour. 
représente une série de variables de contrôle au niveau individuel et 
au niveau du ménage.a 
implique des effets régionaux fixes et 
correspond au terme d’erreur réparti de manière aléatoire. Le Table 4.1 montre les effets marginaux calculés de la principale variable étudiée sur chaque type d’emploi pour les deux modèles.
← a. Les variables de contrôle comprennent l’âge, le sexe et le niveau d’instruction des individus, la taille du ménage et sa valeur au carré, le ratio de dépendance, sa richesse estimée au moyen d’un indicateur et s’il vit dans une zone rurale ou urbaine.
Migrations et agriculture
L’agriculture joue un rôle central en Côte d’Ivoire et son poids dans le PIB du pays est relativement élevé (23 %) en comparaison avec les pays partenaires du projet IPPMD (Banque mondiale, 2017d ; OCDE, 2017). L’agriculture emploie également une grande part de la main-d’œuvre du pays, contrairement à la majorité des pays partenaires du projet IPPMD. En 2013, 48 % de la population en emploi travaillait dans le secteur de l’agriculture (FAO, 2016a) ; OIT (2015) en comptait 44%. La productivité de ce secteur augmente, mais lentement. L’indice de la production agricole par habitant, qui était de 100 en 2004-06, est passé à 106 en 2013. Il fait partie des quatre indices qui ont enregistré la croissance la plus faible parmi les pays partenaires du projet IPPMD pendant cette période (FAO, 2016b). En termes de production absolue, la production agricole de la Côte d’Ivoire a été évaluée à 4.5 milliards de dollars américains (USD) en USD constants 2004-06, ce qui la place dans le milieu du peloton des pays partenaires du projet IPPMD (FAO, 2016c).
Un peu plus de la moitié de l’échantillon ivoirien exerce des activités agricoles2 . Sur les 2 345 ménages interrogés, 1 210 (52 %) travaillaient dans l’agriculture au moment de l’enquête. Parmi les ménages agricoles examinés dans les données IPPMD, 557 ménages (46 %) cultivent la terre exclusivement, 111 ménages (9 %) élèvent du bétail exclusivement et 542 ménages (45 %) exercent les deux activités. Cette section examine ces ménages afin de voir si les migrations contribuent à l’augmentation de la productivité et à l’expansion du secteur agricole.
L’émigration soulage et revitalise le secteur agricole
L’émigration réduit la disponibilité de la main-d’œuvre au sein du ménage et potentiellement dans l’ensemble de la communauté. Par exemple, les ménages dans le centre du Mali considèrent la perte de la contribution agricole d’un jeune homme plus importante que les avantages tirés des transferts de fonds (McDowell et de Haan, 1997). Le départ des travailleurs les plus productifs peut même conduire à des pénuries de main-d’œuvre agricole (Tacoli, 2002) et à l’insécurité alimentaire dans certaines communautés (Skeldon, 2009 ; Cotula et Toulmin, 2004 ; Cissé et Daum, 2010 ; Tsiko, 2009). Le départ d’un membre du ménage peut également amener les membres restants à ajuster leur offre de main-d’œuvre. Le fait que l’émigration puisse influer sur l’emploi au sein du ménage, concorde avec les analyses du marché de l’emploi ci-dessus, même si les études empiriques confirmant cette situation spécifique aux ménages agricoles sont plutôt rares. Cependant, l’émigration peut également soulager le marché de l’emploi agricole en déplaçant l’excès de main-d’œuvre et en se tournant vers le marché de l’emploi externe (au ménage) pour les demandes de main-d’œuvre.
Que nous révèlent les données IPPMD à propos de l’incidence de l’émigration sur la main-d’œuvre des ménages en Côte d’Ivoire ? Il existe pour les ménages agricoles avec un émigré deux moyens de combler le déficit de main-d’œuvre – soit ils font travailler davantage de membres du ménage dans les champs, soit ils embauchent des travailleurs. Le Figure 4.3 indique que les émigrés sont peut-être remplacés quand ils partent, étant donné que les ménages avec un émigré utilisent un peu plus la main-d’œuvre du ménage (3.1 contre 2.6 membres du ménage), bien que la différence ne soit pas importante sur le plan statistique, et qu’ils soient plus susceptibles de recruter des travailleurs externes (68 % contre 52 %). L’émigration déplacerait donc le marché de l’emploi à l’extérieur du ménage, décongestionnant ainsi le marché de l’emploi agricole et améliorant sans doute sa productivité (les données mesurant la productivité n’ont pas été collectées). Cependant, les ménages avec un émigré qui recrutent de la main-d’œuvre recrutent le même nombre de travailleurs agricoles que les ménages sans émigré (6.0 contre 5.9 travailleurs externes), ce qui laisse supposer que les ménages ont probablement tendance à ne remplacer que le membre qui est parti, rien de plus.
Note : La signification statistique calculée à l’aide du test T pour le premier et le troisième groupes et à l’aide du test du khi carré pour le groupe du milieu est indiquée comme suit : *** : 99 %, ** : 95 %, * : 90 %.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
L’analyse de régression, qui prends en compte plusieurs facteurs pouvant également influer sur l’utilisation de la main-d’œuvre agricole, a étudié ces liens de plus près (Box 4.2). Pour contribuer à isoler les effets de l’émigration et des transferts de fonds (qui peuvent également influencer le comportement de la main-d’œuvre au sein du ménage), le modèle initial excluait les ménages recevant des transferts de fonds. Les résultats (lignes du haut du Table 4.2) suggèrent qu’il n’existe pas de lien statistiquement important entre l’émigration et le nombre de membres du ménage travaillant sur des activités agricoles, pas plus qu’avec le nombre de travailleurs extérieurs recrutés. Il existe toutefois un lien très fort au plan statistique entre les ménages avec un émigré et la probabilité d’embaucher une main-d’œuvre extérieure pour les activités agricoles.
Pour évaluer la probabilité qu’un ménage agricole avec un émigré s’appuie davantage sur la main-d’œuvre du ménage ou extérieure, le modèle de régression par la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO) a été élaboré.
(3)
où l’unité d’observation est le ménage m et la variable dépendante continue nombre_travailleurs en équation (3) représente le nombre de personnes travaillant sur des activités agricoles, 
indique si le ménage compte un ancien membre qui a émigré ou non. 
représente l’ensemble des régresseurs (variables explicatives) au niveau du ménagea alors que 
correspond aux effets fixes régionaux. Les erreurs-types, 
, sont robustes en présence d’hétéroscédasticité.
En outre, le modèle probit suivant a été évalué :
(4)
où Prob(recrut_extérieur) prend une valeur de 1 si le ménage a embauché au moins un travailleur extérieur et 0 dans le cas contraire. Les autres variables sont définies comme dans l’équation (3).
Les résultats sont présentés dans le Table 4.2. La colonne (1) présente les résultats du nombre de membres du ménage travaillant dans des activités agricoles pour le ménage, la colonne (2) présente les résultats indiquant si le ménage a embauché de la main-d’œuvre extérieure pour travailler dans ses activités agricoles et la colonne (3) présente les résultats sur le nombre de travailleurs extérieurs recrutés par le ménage. Les résultats sont également répartis en deux sections. Les lignes du haut présentent les résultats basés sur un échantillon excluant les ménages non-migrants recevant des transferts de fonds, alors que les lignes du bas présentent les résultats basés sur un échantillon comprenant les ménages migrants recevant des transferts de fonds et montrent les coefficients associés à la fois à l’émigration et aux transferts de fonds.
← a. Les variables de contrôle pour toutes les estimations du modèle de régression liées à l’agriculture comprennent la taille du ménage, son ratio de dépendance (nombre d’enfants âgés de 0 à 15 ans et personnes âgées de plus de 65 ans divisé par le nombre total des autres membres), le ratio hommes-femmes adultes, sa richesse estimée par un indicateur (Chapter 3), dans des régions rurales ou urbaines et un effet fixe pour sa région administrative.
← b. Ce modèle de régression n’est estimé que pour les ménages qui ont embauché au moins un travailleur extérieur.
Cependant, alors que les transferts de fonds peuvent contribuer à diminuer le besoin d’embaucher davantage de main-d’œuvre, peut-être parce qu’ils permettent au ménage de vivre avec une production agricole faible ou parce que les fonds sont utilisés d’autres manières productives, un deuxième modèle comprend les ménages recevant des transferts de fonds et tient compte du fait qu’un ménage puisse recevoir de tels transferts de fonds (lignes du bas du Table 4.2). Les résultats confirment à nouveau ces conclusions. Les ménages avec un émigré ne s’appuient pas sur une main-d’œuvre plus nombreuse au sein du ménage pour mener les activités agricoles, mais ils sont plus enclins à embaucher des travailleurs externes. En effet, les transferts de fonds sont sans incidence à ce niveau pour le ménage. Le fait que les ménages avec un émigré aient plus tendance à recruter des travailleurs externes prouve que l’émigration contribue à revitaliser le marché de l’emploi en déplaçant la demande de main-d’œuvre à l’extérieur du ménage.
Les immigrés diversifient le secteur agricole
Les migrants de retour et les immigrés apportent avec eux un précieux capital social, financier et humain qui peut être affecté à de nouvelles activités (Wahba, 2015 ; OCDE, 2014), bien qu’il existe très peu de travaux sur ce thème, en particulier pour le secteur rural. Ce capital peut permettre de diversifier le secteur agricole en développant certaines activités, ou le secteur rural en général, en l’étendant à des activités extérieures.
L’enquête IPPMD a recueilli des données sur le type d’activité exercée par le ménage (culture et élevage) et le fait que le ménage dirigeait ou non une entreprise non agricole. Si l’on observe les ménages avec ou sans migrants de retour, les données montrent peu de différence entre les deux groupes en termes d’activités agricoles et non agricoles. Cependant, selon qu’ils comptaient ou non un immigré, les ménages n’exerçaient pas le même type d’activités. En effet, les ménages avec un immigré avaient plus tendance que les ménages sans immigré à exercer des activités à la fois de culture et d’élevage (54 % contre 41 %) et à uniquement élever des animaux (14 % contre 7 %), tandis que, contrairement aux ménages sans immigré, ils avaient moins tendance à exercer uniquement des activités de culture (32 % contre 52 %). Par ailleurs, en règle générale, les ménages avec un immigré exploitaient moins souvent une entreprise non agricole, bien que la différence entre les deux groupes ne soit pas statistiquement significative (17 % contre 19 %, Figure 4.4).
Note : La signification statistique calculée à l’aide du test du khi carré est indiquée comme suit : *** : 99 %, ** : 95 %, * : 90 %.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
L’analyse de régression a été encore une fois utilisée pour contrôler plusieurs facteurs pouvant également influer sur le type d’activités exercées par le ménage (Box 4.3). Ses résultats confirment que les ménages avec un immigré ont plus tendance que les ménages sans immigré à exercer des activités à la fois de culture et d’élevage et sinon, à se spécialiser dans l’élevage. Cela peut laisser entendre que les immigrés contribuent à la diversification du secteur agricole, en développant les activités d’élevage qui sont généralement plus lucratives. Cependant, rien ne prouve que les immigrés contribuent à diversifier le secteur rural grâce à des activités non agricoles, à tout le moins en matière de gestion d’entreprises (Table 4.3).
Pour estimer la probabilité qu’un ménage agricole a investi dans des actifs ou dans une activité, le modèle de régression suivant est évalué :
(5)
où l’unité d’observation est le ménage m et la variable binaire dépendante activité_agricm dans l’équation (5) représente la probabilité que le ménage agricole soit engagé dans une activité et prend la valeur 1 si tel était le cas et 0 dans le cas contraire, 
représente le fait que le ménage compte au moins un migrant de retour, 
représente le fait que le ménage compte au moins un immigré, 
correspond à des régresseursa (variables explicatives) au niveau du ménage alors que 
correspond aux effets fixes régionaux. Les erreurs-types, 
, sont robustes en présence d’hétéroscédasticité. La variable activité_agricm a également été remplacée dans un modèle ultérieur si le ménage exploite une entreprise non agricole.
Les résultats sont présentés dans le Table 4.3. La colonne (1) présente les résultats indiquant si le ménage exerce des activités à la fois de culture et d’élevage, la colonne (2) si le ménage exerce uniquement des activités de culture, la colonne (3) si le ménage élève uniquement des animaux et la colonne (4) si le ménage exploite une entreprise non agricole. Les résultats présentent également les coefficients pour les deux variables étudiées. La ligne supérieure présente les résultats pour les ménages comptant un migrant de retour et la ligne inférieure présente les résultats pour les ménages comptant un immigré.
← a. Les variables de contrôle comprennent la taille du ménage, son ratio de dépendance (nombre d’enfants âgés de 0 à 15 ans et personnes âgées de plus de 65 ans divisé par le nombre total des autres membres), le ratio hommes-femmes adultes, sa richesse estimée par un indicateur (Chapter 3), s’il vit dans des régions rurales ou urbaines et un effet fixe pour sa région administrative.
Migrations et éducation
En Côte d’Ivoire, le système éducatif comprend 6 ans d’enseignement primaire (enfants âgés de 6 à 11 ans), 4 ans d’enseignement secondaire (12 à 15 ans) et 3 ans d’enseignement secondaire (de 16 à 18 ans ; EPDC, 2014). Près de deux tiers (64 %) de la population adulte (âgée de 25 ans et plus) manque d’instruction et, en moyenne, le nombre d’années de scolarisation est de 3.3 ans selon les dernières données actualisées de 2014 (ISU, n.d.).
À la fin des années 90, et pendant les deux décennies qui ont suivi, jusqu’aux crises politiques de 2010-11, le secteur de l’éducation a subit les conséquences négatives de l’instabilité socio-politique. Pendant cette période, de nombreuses écoles et universités ont dû fermer. Après la crise, le gouvernement a élaboré et mis en place le Plan d’action à moyen terme du secteur de l’éducation/la formation (PAMT), pour la période 2012-14, en vue de reconstruire le système éducatif et de relever les défis structurels antérieurs aux crises dans le système éducatif. Le plan est également associé à des stratégies à plus long terme (PAMT, 2011). En 2016, le Gouvernement ivoirien a consacré environ 5 % du PIB à l’éducation, une part élevée en comparaison avec les autres pays africains. En même temps, le niveau des élèves en lecture et en mathématiques est inférieur à la moyenne africaine et de nombreux élèves quittent l’école primaire sans savoir lire ni compter correctement (Banque mondiale, 2017e). Le Plan de développement national actuel promet de déployer des efforts considérables afin d’améliorer la qualité du système d’éducation et de formation, et de le rendre accessible à tous en l’adaptant aux besoins du marché de l’emploi (FMI, 2016).
Les transferts de fonds favorisent les dépenses consacrées à l’éducation, tandis que les élèves immigrés ont moins de chance d’aller à l’école
Les migrations et l’éducation sont étroitement liées. L’impact de l’émigration et des transferts de fonds sur la scolarisation est ambigu. Les transferts de fonds peuvent assouplir les contraintes des ménages et les encourager à investir dans l’éducation, tandis que l’émigration d’un membre peut supposer plus de travail, un travail domestique ou un travail à l’extérieur du ménage, pour les enfants et les jeunes afin de compenser la perte de revenu liée au départ de ce membre. L’éducation est également indispensable à l’intégration des immigrés et à leur réussite future dans le pays de destination. Cette section examine le lien entre migrations et scolarisation des enfants et des jeunes.
Des études précédentes ont montré que les transferts de fonds pouvaient atténuer les contraintes financières et permettre aux ménages d’investir dans le capital humain (voir, par exemple, Cox Edwards et Ureta, 2003 ; Hanson et Woodruff, 2003 ; Yang, 2008). Par ailleurs, le départ d’un membre du ménage peut avoir des effets déstabilisants sur la scolarisation des enfants et des jeunes en raison de la pression émotionnelle ou de la nécessité d’assumer plus de tâches ménagères, plus de travail agricole ou plus de travail à l’extérieur du ménage afin de compenser le départ du membre du ménage (Amuedo-Dorantes et Pozo, 2010 ; Save the children, 2006). Toutefois, en Côte d’Ivoire, il est rare de constater un lien entre migrations et scolarisation. Une étude a montré que l’élite qui revenait en Côte d’Ivoire rapportait un capital humain accumulé à l’étranger, et que les migrants de l’ancienne génération fournissaient principalement leur capital humain au secteur public, tandis que les jeunes générations étaient plus actives dans le secteur privé (Ammasarri, 2004).
Que nous révèlent les données IPPMD sur le lien entre migrations et éducation en Côte d’Ivoire ? Le Figure 4.5 montre les taux de scolarisation des enfants et des jeunes dans l’enseignement primaire, secondaire et supérieur. Les statistiques descriptives montrent que les enfants des ménages avec un immigré (Figure 4.5, barres du milieu) et les enfants eux-mêmes immigrés (Figure 4.5, barres de droite) sont généralement moins scolarisés que les enfants des ménages sans immigrés. Cette tendance se vérifie pour les trois groupes. L’écart le plus important concerne les jeunes âgés de 15 à 17 ans : 7 % des enfants immigrés de ce groupe d’âge sont scolarisés, contre 36% de leurs homologues nés en Côte d’Ivoire. Les enfants et les jeunes des ménages qui reçoivent des transferts de fonds ont, au contraire, plus tendance à être scolarisés que les enfants et les jeunes des ménages qui n’en reçoivent pas. Cette différence est plus marquée chez les jeunes des groupes d’âge 15-17 ans et 18-22 ans que chez les enfants du primaire (âgés de 6 à 14 ans).
Note : les ménages avec un immigré désignent les ménages dont au moins l’un des membres est né en dehors de la Côte d’Ivoire (indépendamment du fait que l’enfant/le jeune soit né en Côte d’Ivoire ou à l’étranger). Ici, le terme « immigré » désigne les enfants/jeunes nés à l’étranger, qui sont donc eux-mêmes des immigrés.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
Les raisons pour lesquelles les enfants ne vont pas à l’école dépendent de l’expérience migratoire des ménages. Le plus souvent, le ménage n’a pas les moyens de financer la scolarité. Cette raison, toutefois, est plus courante chez les ménages sans expérience migratoire (45 %) et les ménages avec un immigré (40 %) que chez les ménages qui reçoivent des transferts de fonds (32 %). Il en ressort que, grâce aux transferts de fonds, les ménages peuvent financer l’éducation et permettre à leurs enfants de suivre une scolarité plus longue. En outre, les enfants des ménages recevant des transferts de fonds sont souvent moins scolarisés car ils doivent assumer des tâches ménagères ou travailler en dehors du ménage, par rapport aux enfants des ménages sans expérience migratoire et aux enfants des ménages avec un immigré.
Note : On entend par « enfant immigré » un enfant (6-14 ans) qui n’est pas né en Côte d’Ivoire. L’expression « ménage sans expérience migratoire » comprend les ménages sans immigré ou sans émigré et les ménages qui ne reçoivent pas de transferts de fonds.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
L’Box 4.4 présente une analyse plus approfondie du lien entre migrations et fréquentation scolaire en prenant en compte les caractéristiques des ménages. Les résultats indiquent un lien positif entre les ménages qui reçoivent des transferts de fonds et la fréquentation scolaire des jeunes dans les deux groupes d’âge 15-17 ans et 18-22 ans. Ils ne montrent en revanche aucun lien statistiquement significatif pour les enfants du groupe d’âge 6-14 ans. Ce que confirment les statistiques descriptives qui affichent un niveau de fréquentation scolaire relativement élevé pour ce groupe d’âge, et de légères différences entre les enfants des ménages recevant des transferts de fonds (84 % de scolarisation) et les enfants des ménages qui n’en reçoivent pas (77 % ; Figure 4.5). Les résultats de l’analyse de régression confirment également le lien négatif entre immigration et fréquentation scolaire (Figure 4.5). Les enfants et les jeunes des ménages immigrés ont moins tendance à être scolarisés dans tous les groupes d’âge et l’effet est même plus important chez les enfants et les jeunes qui sont eux-mêmes des immigrés (Table 4.4, dernière ligne). Le manque d’instruction des immigrés de première et deuxième génération pourrait avoir un effet négatif sur leur intégration et leur capacité d’insertion professionnelle future, mais il constitue également une occasion perdue pour le pays en matière d’accumulation de capital humain à long terme.
Un cadre de régression a été élaboré afin d’évaluer l’effet de l’immigration et des transferts de fonds sur les dépenses d’éducation et la fréquentation scolaire, en utilisant les trois équations suivantes :
(6)
(7)
(8)
où 
dans l’équation (6) représente une variable binaire déterminant si un individu est scolarisé ou non. Les variables dépendantes 
dans l’équation (7) et 
dans l’équation (8) représentent les dépenses des ménages en faveur de l’éducation mesurées en valeurs absolues (total) ou en part du budget annuel total du ménage, respectivement. 
représente une variable binaire pour les ménages recevant des transferts de fonds, où 1 indique un ménage qui reçoit des transferts de fonds et 0 un ménage qui n’en reçoit pas, tandis que 
prend la valeur 1 si le ménage comprend au moins un émigré et 0 si ce n’est pas le cas. 
et 
sont deux ensembles de caractéristiques des ménages observées qui influencent les résultats.a δr représente les effets fixes régionaux, les erreurs-types, 
, sont robustes en présence d’hétéroscédasticité. Ces modèles tiennent également compte des ménages avec un immigré.
La partie inférieure du tableau analyse l’association entre immigration, dépenses d’éducation et fréquentation scolaire. La variable liée aux transferts de fonds est remplacée par une variable binaire pour un individu vivant dans un ménage avec un immigré, ou un individu étant lui-même un immigré. Le modèle tient compte du fait que le ménage peut inclure un émigré.
← a. La série de variables explicatives individuelles et relatives aux ménages comprises dans le modèle est la suivante : taille du ménage et taille du ménage au carré ; ratio de dépendance du ménage (défini comme le nombre d’enfants et de personnes âgées dans le ménage comme part de la population totale adulte) ; niveau moyen d’éducation des membres dans le ménage ; nombre d’enfants dans le ménage, variables binaires pour les localisations urbaines et le chef de famille est une femme ; et enfin un indice de biens (fondé sur l’analyse en composantes principales) qui a pour objectif de rendre compte de la richesse du ménage (pour les trois équations) ; en outre, le modèle relatif à la fréquentation scolaire tient compte de l’âge des jeunes concernés. L’analyse concernant les transferts de fonds comprend une variable de contrôle pour les ménages avec un immigré, et l’analyse concernant l’immigration tient également compte de l’émigration.
En plus d’influencer la fréquentation scolaire, les transferts de fonds peuvent également avoir une incidence sur les dépenses d’éducation. Dans les pays en développement, les étudiants sont souvent obligés de payer leurs livres, leurs fournitures scolaires ou pour des leçons particulières (Amuedo-Dorantes et Pozo, 2010). Les transferts de fonds peuvent contribuer à financer ces dépenses d’éducation supplémentaires, ou permettre aux ménages d’envoyer leurs enfants dans de meilleurs établissements. Les résultats dans le Table 4.4 ne présentent cependant aucun lien positif et statistiquement significatif entre les ménages recevant des transferts de fonds et les dépenses d’éducation. Une analyse plus poussée du lien entre le montant des transferts reçus par le ménage et les dépenses d’éducation révèle toutefois un lien positif et statistiquement significatif, tel que mentionné dans le rapport comparatif IPPMD (OCDE, 2017). Cela indique que les transferts de fonds sont investis dans le capital humain, puisque les ménages les utilisent pour financer la scolarité de leurs enfants, à condition toutefois que les montants soient suffisants. Les ménages avec un immigré consacrent une part plus faible de leur budget à l’éducation par rapport aux ménages sans immigré, ce qui concorde avec la conclusion selon laquelle les enfants de ménages avec un immigré sont plus susceptibles d’abandonner l’école (résultats non présentés).
Migrations, investissement et services financiers
L’entrepreneuriat et les investissements contribuent à la croissance et aux possibilités d’emploi dans les pays développés comme dans les pays en développement. Une étude récente sur l’entrepreneuriat et la croissance dans 12 pays africains montre que l’esprit d’entreprise favorise la croissance économique (Adusei, 2016). Dans bon nombre de pays africains, les microentreprises et les petites entreprises offrent d’importantes possibilités d’emploi à une part importante de la population (Black et Castaldo, 2009).
Les migrations et les transferts de fonds des émigrés à l’étranger peuvent alléger les contraintes en termes de crédit et contribuer de façon positive à des investissements en capital et à l’activité entrepreneuriale, à l’instar du financement de l’ouverture ou de l’expansion des petites entreprises, dans le pays d’origine des migrants. Les principales voies par lesquelles les migrations influencent l’investissement comprennent :
-
Les transferts de fonds, qui peuvent financer les investissements dans le capital productif sous forme d’entreprise ou de bien immobilier, par exemple.
-
Les migrants de retour, qui peuvent rapporter des fonds, des compétences entrepreneuriales et des réseaux utiles dans leur pays d’origine.
-
Les immigrés, qui peuvent contribuer à l’activité entrepreneuriale et à la création d’emploi dans le pays qui les accueille.
Des études antérieures ont montré que les transferts de fonds sont liés à un taux accru d’emploi indépendant (Funkhouser, 1992) et d’investissements des entreprises (Yang, 2008 ; Woodruff et Zenteno, 2007). D’autres études ont révélé que les migrants de retour sont susceptibles de s’engager dans des activités entrepreneuriales (McCormick et Wahba, 2001), ce qui peut être lié à la fois au capital humain et au capital financier découlant des migrations (Amuedo-Dorantes et Pozo, 2006). Une étude menée en Afrique de l’Ouest montre que la migration de retour stimule l’investissement dans l’entreprise et dans l’immobilier au Sénégal (Mezger et Beauchemin, 2015). En outre, les entrepreneurs immigrés peuvent contribuer au maintien et au développement des activités économiques et redynamiser l’économie des pays d’accueil en proposant des formes d’entreprises novatrices et en s’appuyant sur leurs relations transnationales. Dans de nombreux pays de l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE), les immigrés sont davantage concernés par le travail indépendant que la population native. Ce qui peut en partie s’expliquer par les possibilités d’emploi limitées des immigrés dans le pays d’accueil, en particulier pour les immigrés peu qualifiés. Les immigrés peuvent également faire face à des obstacles spécifiques lorsqu’il s’agit de démarrer et d’exploiter une entreprise en raison de leur connaissance limitée de la législation et de la réglementation en vigueur dans le pays de destination, mais aussi du fait du manque de compétences linguistiques et des obstacles entravant l’accès au crédit (OCDE, 2010).
Une étude portant sur les migrants bien instruits de retour en Côte d’Ivoire a révélé que 17 % des migrants de retour de l’échantillon exerçaient une profession indépendante (ils avaient créé leur entreprise ou travaillaient en tant que consultants indépendants). Ce constat s’observait notamment auprès de la jeune génération de migrants de retour, afin d’éviter certains des obstacles et difficultés rencontrés dans le secteur public (Ammassari, 2004). Une autre étude portant sur la relation entre l’entrepreneuriat et la migration de retour a établi que le capital humain (sous la forme de l’expérience professionnelle) ainsi que le capital social (visites régulières dans le pays d’origine et adhésion à une association dans le pays d’accueil) ont une incidence déterminante sur la création d’entreprise par des migrants dans leur pays d’origine. Les hommes étaient plus susceptibles d’avoir investi dans des entreprises à leur retour que les femmes. Toutefois, les migrants de retour en Côte d’Ivoire étaient moins susceptibles d’avoir démarré une entreprise que les migrants de retour au Ghana, ce qui s’explique en partie par l’environnement commercial plus favorable au Ghana au moment de l’étude puisque la Côte d’Ivoire était en proie à des troubles socio-politiques, au bord de la guerre civile (Black et Castaldo, 2009).
La migration de retour stimule la propriété d’entreprise en zone rurale
Les données du projet IPPMD montrent que la plupart des principales activités entreprises par les ménages de l’échantillon incluent l’achat ou la construction d’une maison (9 %), le remboursement de soins de santé pour un membre (7 %) et l’épargne (6 %). Cependant, la majorité des ménages recevant des transferts de fonds dans l’échantillon (58 %) ont déclaré ne pas avoir entrepris d’activité importante depuis le départ d’un de leurs membres.
Globalement, 25 % des ménages de l’échantillon IPPMD possèdent une entreprise. La propriété est bien plus courante chez les ménages en milieu rural, où un ménage sur trois possède une entreprise contre seulement 14 % des ménages en milieu urbain. En comparant les ménages confrontés à des expériences migratoires diverses, on constate que les ménages recevant des transferts de fonds sont plus susceptibles de posséder une entreprise que ceux qui n’en reçoivent pas, en zone urbaine comme en zone rurale. Globalement, les ménages avec des migrants de retour sont moins souvent propriétaires d’une entreprise que les autres dans les zones urbaines, mais plus susceptibles de posséder une entreprise en milieu rural (Figure 4.7).
Note : Les résultats présentant une signification statistique (calculés à l’aide du test du khi carré) sont indiqués comme suit : *** : 99 %, ** : 95 %, * : 90 %.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
L’Box 4.5 examine plus en détail le lien entre l’expérience migratoire (l’émigration, les transferts de fonds et la migration de retour) et l’investissement dans la propriété d’entreprise, en tenant compte des caractéristiques et de la localisation du ménage.
Pour analyser le lien entre la migration et la propriété d’entreprise et de biens immobiliers, deux modèles probit de régression ont été appliqués sous les formes suivantes :
(9)
(10)
où 
est la propriété d’entreprise ou la propriété de biens immobiliers (selon la spécification) par le ménage, prenant la valeur 1 si un ménage possède au moins un/e entreprise/bien immobilier et 0 dans le cas contraire. 
représente une variable de transfert de fonds binaire affectée de la valeur 1 pour les ménages qui reçoivent des transferts de fonds et 0 dans le cas contraire. 
représente une variable binaire pour juger si le ménage compte un migrant ou non et 
sont une série de caractéristiques individuelles et relatives aux ménages observées dont on pense qu’elles influencent le résultat. 
est un terme d’erreur réparti de manière aléatoire indiquant, en partie, les facteurs non observables qui influencent la variable du résultat.a
(modèle 10) est une variable binaire prenant la valeur 1 si le ménage compte au moins un migrant de retour et 0 dans le cas de ménages sans migrant de retour.
Quatre spécifications différentes ont été appliquées. Les colonnes (1) et (2) explorent le lien migration/ménages recevant des transferts de fonds et une entreprise possédée par un ménage, en tenant compte des caractéristiques du ménage, respectivement dans les zones urbaines et rurales. Les colonnes (3) et (4) analysent le lien entre migration/ménages recevant des transferts de fonds et propriété de biens immobiliers (terres et logement) dans les zones urbaines et rurales. De même, le bas du tableau explore le lien entre migration de retour et propriété d’entreprise et de biens immobiliers dans les zones urbaines et rurales.
← a. La série de variables explicatives individuelles et relatives aux ménages comprises dans le modèle sont les suivantes : taille du ménage et taille du ménage au carré ; ratio de dépendance du ménage (défini comme le nombre d’enfants et de personnes âgées dans le ménage comme part de la population totale adulte) ; niveau moyen d’éducation des membres dans le ménage ; nombre d’enfants dans le ménage, variables binaires pour les localisations urbaines et le chef de famille est une femme ; et enfin un indice de biens (fondé sur l’analyse en composantes principales) qui a pour objectif de rendre compte de la richesse du ménage.
Les résultats ne montrent pas de lien statistiquement significatif entre les transferts de fonds ou l’émigration et la propriété d’entreprise. Il s’avère toutefois que la migration de retour présente un lien positif et statistiquement significatif avec la propriété d’entreprise, mais uniquement dans les zones rurales. Le fait de recevoir des transferts de fonds est corrélé positivement avec la propriété de biens immobiliers dans les zones urbaines et rurales, tandis que la migration de retour ne semble pas influer sur les investissements des ménages dans l’immobilier. Il semble donc que les transferts de fonds soient utilisés pour acheter des biens immobiliers tels que les terres non agricoles et l’habitation, tandis que la migration de retour peut stimuler l’entrepreneuriat en milieu rural. Ce dernier résultat pourrait être le fruit du capital financier, humain et social ramené par les migrants de retour en Côte d’Ivoire. Il se pourrait également que les migrants de retour ne disposent que de possibilités d’emploi limitées en milieu rural à leur retour et qu’ils soient dès lors contraints de se tourner vers l’emploi non salarié. Cependant, ces conclusions ne sont pas confirmées par les résultats de la section ci-dessus sur le marché de l’emploi, qui ne montre aucun lien entre migration de retour et travail indépendant en milieu rural ou urbain.
Migrations, protection sociale et santé
Dans un pays, l’existence d’un système adéquat de protection sociale et de couverture maladie est essentielle pour assurer la cohésion sociale, contribuer au bien-être et améliorer la productivité. En Côte d’Ivoire, toutefois, la part du PIB consacrée à la santé a légèrement diminué, passant de 6 % en 2000 à environ 5.7 % en 2014 (Banque mondiale, 2017f)3 . Par rapport à d’autres pays du projet IPPMD, la Côte d’Ivoire dépense assez peu dans le domaine social. En 2011, elle a consacré 2 % de son PIB aux dépenses sociales, soit une légère augmentation par rapport aux 1.7 % déboursés en 2000 (OIT, 2014). Ce montant total était le plus faible des six pays de comparaison IPPMD où des données relatives à la protection sociale et la santé ont été collectées pour le projet IPPMD (OCDE, 2017). Le Costa Rica, par exemple, a consacré 15.5 % de son PIB aux dépenses sociales en 2010 (OIT, 2014). En effet, selon une étude récente le mauvais état de santé avait une influence décisive sur le niveau de vie précaire dans le pays (OCDE, 2016). Le Plan national de développement 2016-20 de la Côte d’Ivoire confère au renforcement du système de protection sociale un rôle déterminant dans la lutte contre la vulnérabilité dans le pays (République de Côte d’Ivoire, 2015).
Un des effets majeurs des migrations sur la protection sociale et la santé peut se résumer ainsi : dans le contexte des migrations, les individus contribuent-ils davantage au système qu’ils n’en bénéficient ? Les immigrés peuvent, par exemple, contribuer au financement de ces systèmes à travers les impôts qu’ils paient. Mais ils sont souvent montrés du doigt comme étant des utilisateurs « nets » des services de santé et de protection sociale. Les données recueillies aux fins du projet IPPMD identifiaient notamment si les ménages avaient bénéficié de transferts gouvernementaux au titre des services sociaux, si les individus s’étaient rendus dans un établissement de santé et, si oui, à quelle fréquence au cours des 12 derniers mois. Les données concernant les transferts gouvernementaux ont été recueillies au niveau des ménages et les questions relatives à l’utilisation des établissements de santé ont été posées à tous les individus âgés de 15 ans et plus. La présente section porte sur les transferts gouvernementaux dont bénéficient les immigrés, ainsi que sur leur utilisation des services de santé, comparativement aux personnes nées dans le pays.
Les immigrés sont moins susceptibles de recevoir des transferts gouvernementaux et d’utiliser les services de santé
En Côte d’Ivoire, les ménages avec un immigré tendent à moins bénéficier des transferts sociaux du gouvernement que les ménages sans immigré ; 6 % des ménages sans immigré ont reçu des transferts gouvernementaux dans les 12 mois précédant l’enquête, contre seulement 1 % des ménages avec un émigré, soit une différence statistiquement significative (Figure 4.8). De façon générale, comparativement aux ménages sans immigré, les immigrés ne semblent pas jouir d’un meilleur accès aux fonds sociaux publics. L’on pourrait penser que ce constat découle du fait que les ménages avec un immigré sont plus susceptibles de vivre en milieu rural, où l’accès aux services publics est plus difficile et où le travail s’opère souvent dans des conditions informelles. En effet, 42 % des ménages avec un immigré vivent en milieu rural d’après l’échantillon IPPMD, contre 38 % des ménages sans immigré. Mais cela est sans incidence sur l’accès aux transferts gouvernementaux. Les ménages avec un immigré en milieu rural (0 % contre 2 %) étaient tout aussi peu susceptibles d’avoir accès aux transferts gouvernementaux que dans les zones urbaines (3 % contre 8 %), comparativement aux ménages sans immigré (Figure 4.8).
Note : La signification statistique (fondée sur l’ensemble des ménages et individus) est évaluée à l’aide du test du khi carré pour le premier panel (le plus à gauche) et celui du milieu, et à l’aide d’un test T pour le troisième panel (le plus à droite). Elle est indiquée comme suit : *** : 99 %, ** : 95 %, * : 90 %.
Source : Élaboré à partir des données IPPMD.
Que peut-on dire de l’accès des immigrés aux services de santé ? En moyenne, les immigrés qui se sont rendus dans un établissement de santé au moins une fois au cours des 12 mois précédant l’enquête étaient plus nombreux que les personnes nées dans le pays. Au total, 44 % des autochtones ont accédé à un établissement de santé contre 55 % pour l’échantillon d’immigrés (Figure 4.8). En général, les femmes avaient tendance à se rendre dans un établissement de santé bien plus souvent que les hommes (50 % contre 41 %). Les hommes immigrés (49 % contre 40 %) tout autant que les femmes immigrées (62 % contre 49 %) étaient généralement plus susceptibles d’avoir accédé à un établissement de santé que leurs homologues nés dans le pays. En outre, les immigrés en milieu rural comme urbain étaient plus susceptibles d’avoir accédé à un établissement de santé. Dans les zones rurales, 58 % des immigrés ont accédé à un centre contre 48 % des personnes nées dans le pays, tandis que cette répartition était de 51 % contre 42 % en milieu urbain. Toutes ces différences sont statistiquement significatives (Figure 4.8).
Outre la probabilité d’utiliser les services de santé, les immigrés qui accèdent à ces services peuvent aussi les utiliser plus ou moins souvent que les personnes nées dans le pays. L’enquête IPPMD a recueilli des données sur la fréquence à laquelle un individu s’est rendu dans un établissement de santé au cours des 12 derniers mois. En moyenne, les personnes qui ont accédé à un établissement de santé l’ont fait à raison de 3.3 fois au cours des 12 derniers mois. Les immigrés ont toutefois moins souvent fréquenté un établissement de santé que les personnes nées dans le pays. En moyenne, les immigrés se sont rendus dans un centre 3 fois au cours des 12 mois précédents, tandis que les autochtones s’y sont rendus 3.4 fois, soit un résultat statistiquement significatif (Figure 4.8). Ce résultat était-il différent selon le sexe ? Pour les femmes, la différence était peu importante. Les femmes immigrées ont accédé à un établissement de santé 3.4 fois, contre 3.7 fois pour les autochtones. Les hommes, quant à eux, ont accédé à un centre 2.6 fois pour les immigrés, contre 3.1 pour les autochtones. Dans les régions urbaines, la différence était aussi très peu marquée entre les immigrés et les personnes nées dans le pays (3.2 contre 3.6, non significative au plan statistique). Cependant dans les zones rurales, les immigrés ont accédé aux établissements de santé bien moins souvent que les autochtones (2.7 contre 3.2, soit une différence statistiquement significative).
Globalement, cela témoigne du fait que les immigrés sont plus susceptibles d’accéder à un établissement de santé, mais probablement moins souvent que les autochtones. Comme précédemment mentionné, le problème découle en partie de la difficulté d’accès dans les zones où vivent les immigrés, en particulier en milieu rural, de leur droit de séjour dans le pays et de la nature informelle et temporaire de leur travail. En effet, comme nous l’avons déjà évoqué, les travailleurs immigrés sont plus nombreux à vivre en milieu rural que les travailleurs nés dans le pays.
L’analyse de régression, qui examine plusieurs facteurs pouvant également influer sur le fait que les ménages reçoivent des transferts gouvernementaux ou que des personnes se soient rendues dans un établissement de santé, a étudié ces liens de plus près (Box 4.6). D’après les résultats (Table 4.6, lignes du haut), les immigrés sont en effet moins susceptibles de recevoir de tels transferts, mais plus susceptibles de se rendre dans un établissement de santé que les autochtones. Cependant, aucun lien statistiquement significatif n’a été établi entre le statut d’immigré et la fréquence d’accès à un établissement de santé. Les résultats de l’analyse de régression suggèrent que les femmes et les personnes plus âgées se sont rendues dans des établissements de santé plus souvent.
Pour estimer la probabilité qu’un immigré soit plus ou moins susceptible d’accéder à un établissement de santé, le modèle de régression probit suivant a été mis au point :
(11)
(12)
où l’unité d’observation est le ménage m ou l’individu i, selon le modèle en question. La variable binaire dépendante est adaptée au résultat visé (le fait de recevoir de transferts gouvernementaux ou d’avoir accédé à un établissement de santé au moins une fois) et prend la valeur 1 si tel était le cas et 0 dans le cas contraire, immig représente le fait que le ménage compte un immigré, ou si l’individu est un immigré ou non, contrôle représente l’ensemble des régresseursa (variables explicatives) au niveau individuel (i) et du ménage (m) alors que 
correspond aux effets fixes régionaux. Les erreurs-types, 
(ou 
, sont robustes en présence d’hétéroscédasticité.
En outre, le modèle MCO suivant a été évalué :
(13)
où nombre_visites correspond à la fréquence à laquelle un individu s’est rendu dans un établissement de santé au cours des 12 mois précédant l’enquête, parmi les personnes ayant accédé au moins une fois à un tel établissement. Les autres variables sont définies comme dans l’équation (12).
Les résultats sont présentés dans le Table 4.6. La colonne (1) présente les résultats liés au fait de recevoir des transferts gouvernementaux, la colonne (2) présente les résultats liés au fait d’avoir accédé à un établissement de santé et la colonne (3) indique le nombre de fois où une personne a accédé à un établissement de santé. Les résultats sont également répartis en deux sections. La ligne supérieure présente les résultats basés sur l’ensemble de l’échantillon, tandis que les quatre lignes inférieures présentent les résultats basés sur des régressions individuelles limitées à des échantillons d’hommes uniquement, de femmes uniquement, de ménages ruraux uniquement et de ménages urbains uniquement.
← a. Dans le modèle (11), les variables de contrôle au niveau du ménage comprennent la taille du ménage, son ratio de dépendance (nombre d’enfants âgés de 0 à 15 ans et personnes âgées de plus de 65 ans divisé par le nombre total des autres membres), le ratio hommes-femmes adultes, sa richesse estimée par un indicateur (Chapter 3), dans des régions rurales ou urbaines et un effet fixe pour sa région administrative. Dans les modèles (12) et (13), les variables de contrôle comprennent l’âge, le sexe et le niveau d’instruction des individus, la taille du ménage, sa richesse estimée au moyen d’un indicateur, s’il vit dans une zone rurale ou urbaine et un effet fixe pour sa région administrative.
Les modèles de régression reposent sur des sous-échantillons spécifiques fondés sur le genre et la situation géographique des ménages ; ils nuancent quelque peu le résultat d’ensemble. Les immigrés sont en fait plus susceptibles d’avoir accédé à un établissement de santé, mais le résultat s’applique uniquement aux femmes ; dans le cas des hommes, la différence avec les autochtones n’est pas statistiquement significative. En outre, les hommes immigrés sont tout aussi susceptibles d’accéder à un établissement de santé que les autochtones, mais ils y accèdent moins fréquemment. Ici, les résultats suggèrent que les hommes immigrés ont moins recours aux services que les autochtones. Les femmes, quant à elles, peuvent accéder à ces services en raison des services de santé maternelle plus performants. Au vu de l’accroissement de l’immigration des femmes, les décideurs politiques devraient prendre conscience de la nécessité d’adapter les services.
Les résultats basés sur la situation géographique des ménages suggèrent que les immigrés étaient plus susceptibles d’accéder à un établissement de santé dans les régions rurales comme urbaines, avec une tendance légèrement plus marquée en milieu rural. De surcroît, les immigrés accèdent moins fréquemment aux services de santé que les autochtones dans les zones rurales, ce qui n’est pas le cas en milieu urbain.
Conclusions
Ce chapitre s’est intéressé à l’incidence des migrations dans cinq secteurs en Côte d’Ivoire : le marché de l’emploi, l’agriculture, l’éducation, l’investissement et les services financiers, ainsi que la protection sociale et la santé. Les résultats indiquent que les diverses dimensions migratoires peuvent avoir des effets économiques et sociaux à la fois positifs et négatifs sur les ménages en Côte d’Ivoire et, plus généralement, sur l’ensemble du pays.
Les résultats montrent que l’émigration elle-même peut être un atout pour le pays, d’une part parce qu’elle soulage un secteur agricole saturé et, d’autre part, parce qu’elle incite les ménages à se tourner vers une main-d’œuvre extérieure. Dès lors, le marché de l’emploi peut s’en trouver dynamisé, en particulier dans un secteur rural ayant manifestement besoin d’être stimulé. Mais outre l’émigration, les transferts de fonds et la migration de retour engendrent une multitude de possibilités pour le pays. Ils sont associés à des taux accrus de travail indépendant, et la migration de retour est également corrélée à la propriété d’entreprise en milieu rural, soulignant une fois encore la contribution des migrations à l’expansion et la diversification d’un secteur rural en quête de vitalité. Les transferts de fonds, quant à eux, sont également liés aux projets immobiliers, contribuant par là-même à l’accumulation de capital dans le pays. Au-delà de ces liens économiques, les transferts de fonds génèrent également des avantages sociaux pour le pays étant donné qu’ils sont associés à des taux de fréquentation scolaire plus importants, en particulier pour les jeunes.
L’immigration, plus particulièrement, continue de jouer un rôle important dans le pays et exerce des effets distincts sur ce dernier, ainsi que sur ses différents secteurs. En effet, les immigrés sont une véritable aubaine pour le pays. Ils constituent une importante source de main-d’œuvre car ils sont plus enclins à travailler – en tant que salariés ou indépendants – que les autochtones et ils contribuent à la diversification du secteur agricole. Ils contribuent à l’expansion de l’économie d’élevage, une activité à haut rendement potentiel mais encore insuffisamment développée en Côte d’Ivoire. Dans le même temps, les éléments recueillis suggèrent que, dans l’ensemble, les immigrés ne sont pas un fardeau financier pour le pays puisqu’ils sont moins susceptibles de recevoir des transferts gouvernementaux et ils utilisent moins souvent les services de santé que les autochtones.
Mais les migrations peuvent également entraîner des coûts, dont il convient de tenir compte afin de permettre aux différents secteurs de tirer le meilleur parti du phénomène migratoire. Les transferts de fonds tendent à réduire l’offre de main-d’œuvre au sein des ménages urbains, sans pour autant nécessairement compromettre leur bien-être. Les personnes vivant dans des ménages qui reçoivent des transferts de fonds peuvent être en mesure d’éviter d’occuper des emplois difficiles, dangereux et sales, et se concentrer sur d’autres aspects de la vie du ménage, notamment la prise en charge des enfants. En outre, les femmes immigrées ont davantage tendance à se rendre dans un établissement de santé et les enfants immigrés sont moins susceptibles de fréquenter l’école que leurs homologues autochtones. Ces deux constats suggèrent que les secteurs de l’éducation et de la santé pourraient être amenés à adapter leurs services dans le contexte d’une immigration accrue.
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Notes
← 1. Voir le Chapter 3 pour le cadre méthodologique sur les analyses de régression appliquées dans ce projet.
← 2. Tout ménage déclarant travailler dans le secteur des cultures arables ou de l’élevage de bétail est considéré comme un ménage agricole.
← 3. Ici, les dépenses de santé s’entendent des dépenses de santé publiques comme privées.