Effet du développement financier sur les inégalités - Analyse ...
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ien par le niveau moyen d’é<strong>du</strong>cation et non par un effet distributif pur 12 . De fait, l’inclusion de cettevariable rend non significative <strong>les</strong> autres variab<strong>les</strong> <strong>du</strong> modèle. Ce résultat est logique dans la me<strong>sur</strong>eoù il semble très difficile d’agir <strong>sur</strong> la distribution de l’é<strong>du</strong>cation autrement qu’au travers d’unevariation <strong>du</strong> niveau moyen. Seuls des facteurs démographiques peuvent y contribuer (décès oumigration simultanée de personnes situées de telle manière dans la distribution que la moyenne resteinchangée) dans la me<strong>sur</strong>e où, pour une population donnée, il n’est pas possible d’opérer uneredistribution de l’é<strong>du</strong>cation entre <strong>les</strong> indivi<strong>du</strong>s. En effet, on ne peut prélever de l’é<strong>du</strong>cation à unindivi<strong>du</strong> qualifié pour la distribuer à un autre qui l’est moins car l’é<strong>du</strong>cation acquise n’est pas unélément cessible. L’accès des indivi<strong>du</strong>s au crédit, qui doit permettre une pro<strong>du</strong>ction supplémentaire decapital humain, ne peut donc avoir d’effet <strong>sur</strong> <strong>les</strong> <strong>inégalités</strong> é<strong>du</strong>catives qu’au travers del’accroissement <strong>du</strong> niveau moyen d’é<strong>du</strong>cation.Tableau 3: Déterminants des <strong>inégalités</strong> d’é<strong>du</strong>cationVariab<strong>les</strong>PIB/h.Crédit privéCrédit privé*PIB/h.Dépenses publiquesPart de la population demoins de 15 ansInégalités de revenusRégression 1 2 3 4 5Méthode EF EF EF EF EF-0,191 -0,281 -0,218 -0,290 -0,048(-7,08) (-6,12) (-4,78) (-3,69) (-1,22)-0,002 -0,155 -0,231 -0,264 -0,013(-0,15) (-2,50) (-3,50) (-2,52) (-0,24)0,021 0,031 0,034 0,003(2,37) (3,35) (2,35) (0,44)0,002 0,006 0,015 0,014 0,025(0,10) (0,21) (0,52) (0,29) (1,00)0,338 0,203 0,058(3,70) (1,36) (0,85)-0,069(-0,75)Niveau moyen d'é<strong>du</strong>cation -0,308Constante(-13,96)0,64 1,28 -0,46 0,84 -0,32(3,42) (4,34) (-0,90) (0,84) (-0,79)Test de Hausman (p-value)R² 0,16 0,17 0,20 0,22 0,45nb observations 526 526 526 284 526Note: t de Student entre parenthèse. EF: effets fixes. Toutes <strong>les</strong> régressions ont été effectuées après passage desvariab<strong>les</strong> en logarithmes et avec une correction de White. Le R² ne tient pas compte <strong>du</strong> pouvoir explicatif deseffets fixes.A nouveau, on peut soupçonner une endogénéité de certaines de nos variab<strong>les</strong>, en particulierpour le <strong>développement</strong> <strong>financier</strong>. En effet, il n’y a rationnement <strong>du</strong> crédit que lorsque <strong>les</strong> indivi<strong>du</strong>s ne12 A partir de la décomposition mathématique d’un coefficient de Gini d’é<strong>du</strong>cation, Berthélemy (2003) affirmeque <strong>les</strong> variations de celui-ci sont essentiellement <strong>du</strong>es à cel<strong>les</strong> <strong>du</strong> nombre moyen d’années d’études. Une foistenu compte de cette influence, il reste un effet purement distributif lié au rapport des taux de scolarisation dechaque cycle.14