1. Voir, par exemple, l’analyse de Pinkovskiy et Sala-i-Martin (2010) ainsi que les critiques et la réponse qu’elle a suscitées : blogs.worldbank.org/africacan/is-african-poverty-falling et www.salaimartin.com/academics-and-books/65-altres/552-response-to-martin-ravallion-and-the-world-bank.html.
  2. Voir aussi Dollar et Kraay (2002) à propos de l’impact positif de la croissance économique sur la réduction de la pauvreté.
  3. Le fait que des études aussi influentes que celles de la CEA (1999) ou les travaux d’Ali et Thorbecke (2000) et Fosu (2008, 2010) ne s’appuient que sur un échantillon de 16 pays avec, pour chacun, un seul point de données pour la pauvreté urbaine et rurale, témoigne de la pénurie de données disponibles.
  4. Les résultats présentés au tableau 4.1 reposent sur un modèle de pauvreté spécifié de la façon suivante : la croissance du taux de pauvreté est modélisée comme une fonction négative de la croissance du revenu et une fonction positive de la croissance des inégalités, inégalités initiales, mesurées par le coefficient de Gini mais aussi comme le ratio du seuil de pauvreté par rapport au revenu. La réduction de la pauvreté dépend de l’interaction entre la croissance du revenu et le niveau initial d’inégalités ; la croissance du revenu et le ratio du seuil de pauvreté par rapport au revenu ; la croissance des inégalités et le niveau initial d’inégalités ; et la croissance des inégalités et le ratio du seuil de pauvreté par rapport au revenu (Fosu, 2011). L’importance de ces facteurs est déterminée de façon empirique et représentée par les élasticités de la pauvreté au revenu et aux inégalités (tableau 4.1). Ces élasticités sont définies comme le ratio de l’évolution en pourcentage de la pauvreté (P0) par rapport à l’évolution en pourcentage du revenu par habitant exprimé en PPA de 2005, et comme le ratio de l’évolution en pourcentage de la pauvreté par rapport à l’évolution en pourcentage des inégalités mesurée par le coefficient de Gini (données de la Banque mondiale, 2010b).
  5. Ces élasticités ont été estimées à partir d’un nombre limité d’enquêtes auprès des ménages dans chaque pays. Elles doivent donc être considérées comme une simple présomption de la solidité de la relation entre croissance économique, inégalités et réduction de la pauvreté. De même, étant donné que le cadre temporel pendant lequel nous disposons de données diffère d’un pays à l’autre, toute comparaison de ces élasticités exige une certaine prudence.
  6. Voir aussi Banque mondiale (2010a).
  7. La croissance des pays non exportateurs de produits miniers a elle aussi été soutenue, mais plus volatile.
  8. Pour une discussion approfondie sur l’origine de l’indice IDH et la théorie sous-jacente, voir Fukuda-Parr et Kumar (2003). 
  9. Les indicateurs de dimension ont été recalibrés en indices en appliquant la formule suivante : (valeur actuelle-valeur minimale)/(valeur maximale-valeur minimale), où des valeurs maximales et minimales servent de balise à chaque indicateur. Ainsi, la balise maximale pour le taux d’alphabétisme des adultes était de 100, pour une balise minimale de zéro. Les valeurs minimales ont été considérées comme des valeurs de « subsistance » ou des zéros « naturels » : dans l’édition 2010 du RDH, la valeur minimale pour l’espérance de vie est de 20 ans ; elle est de zéro pour les deux variables relatives à l’éducation ; et elle est de 163 USD pour le revenu national brut (RNB) par habitant (Pnud, 2010).
  10. Ces évolutions méthodologiques ont suscité de vifs débats (voir par exemple aidwatchers.com/2010/12/page/2/ et hdr.undp.org/fr/devhumain/parlons-dh/2010-12a/).
  11. Le calcul de l’IDHI s’inspire de la famille des mesures de l’inégalité d’Atkinson (1970). Pour plus de détails, voir la Note technique 2 dans Pnud (2010).
  12. Les taux de mortalité maternelle et de fécondité des adolescentes sont codés « sans objet » pour les hommes. Pour plus d’informations sur le calcul des moyennes des sous-indices, voir la Note technique 3 dans Pnud (2010).