Données

8Les données utilisées dans cette étude proviennent de deux sources complémentaires : l’Observatoire de population de Ouagadougou (OPO, http://www.issp.bf/OPO/) et l’enquête Demtrend. L’OPO est un système de collecte longitudinale de données qui suit depuis octobre 2008 une population d’environ 80 000 individus présentant un profil socio-économique diversifié. Ces individus constituent l’ensemble de la population de cinq quartiers de la ville de Ouagadougou (Kilwin, Tanghin, Nonghin, Nioko 2 et Polesgo). Alors que les deux premiers quartiers sont situés en zone lotie, les trois autres se trouvent en zone non lotie [4]. Après un recensement initial effectué en 2008, les populations des zones choisies sont suivies tous les six mois et, à chaque passage, les événements démographiques de chaque ménage sont collectés. La population suivie dans l’OPO n’est pas représentative de la ville de Ouagadougou mais de ses périphéries caractérisées par une population jeune, majoritairement migrante et dans l’ensemble très vulnérable (Rossier et al., 2012). Alors que l’incidence de la pauvreté est la même dans les quartiers lotis de l’OPO que dans l’ensemble de la ville, elle est en revanche bien plus élevée dans les quartiers non lotis [5] (OPO, 2013). Une comparaison systématique des comportements de fécondité et de scolarisation de la population de l’OPO avec celle de Ouagadougou montre que l’indice de fécondité est plus faible dans l’OPO qu’à Ouagadougou (2,5 enfants par femme contre 3,4 en 2010) mais ceci s’expliquerait par un sous-enregistrement des naissances pendant les deux premières vagues de l’OPO (Rossier et al., 2012). Les niveaux de scolarisation sont quant à eux nettement plus élevés à Ouagadougou que dans l’OPO [6] où l’offre scolaire, en particulier publique, est déficiente (Kobiané et al., 2013). L’OPO ne constitue donc pas un échantillon urbain représentatif, mais un laboratoire où les spécificités des populations urbaines les plus vulnérables sont observées en profondeur (Rossier et al., 2012). Dans le cas de notre étude, le caractère plus vulnérable de la population peut conduire à surestimer la corrélation entre la mobilisation des réseaux familiaux et le nombre d’enfants, et à l’inverse à sousestimer celle entre l’usage des réseaux et la scolarisation des enfants, puisqu’il est probable que les réseaux familiaux des habitants de l’OPO sont eux aussi plus démunis que ceux des autres habitants de la ville.

9Demtrend est une enquête rétrospective réalisée en 2012 sur la plate-forme de l’OPO. L’objectif de cette enquête est d’évaluer les conséquences des stratégies de fécondité et de la composition du ménage sur la scolarisation des enfants en milieu urbain au Burkina Faso. L’enquête a concerné toutes les femmes âgées de 35 à 59 ans ayant eu au moins un enfant survivant à 3 ans et résidant dans les cinq zones de l’OPO, soit au total 2 952 femmes, ainsi que leur conjoint [7]. Elle a capitalisé certaines données déjà produites dans l’OPO, et collecté des informations complémentaires sur les comportements de fécondité et de formation de la famille, la scolarisation des enfants, les réseaux familiaux et leur implication dans la scolarisation des enfants, l’origine familiale et les perceptions des parents sur l’école. Le réseau familial a été appréhendé en demandant aux femmes enquêtées et à leur conjoint de citer leurs parents proches (père, mère, frères, sœurs) encore en vie. L’aide reçue du réseau familial pour la scolarisation a été saisie par la suite à travers une question rétrospective adressée également à la femme et à son conjoint : « X [Chacun des parents proches qui sont toujours en vie] a-t-il/elle déjà aidé pour la scolarisation d’un de vos enfants ? » Quatre catégories de réponses étaient possibles : « 1. Oui, en contribuant aux frais scolaires ; 2. Oui, en l’hébergeant ; 3. Oui, en contribuant aux frais scolaires et à l’hébergement ; 4. Non. »

Population étudiée

10Cette étude vise à répondre à deux questions complémentaires : les parents ayant eu une fécondité élevée recourent-ils plus à l’aide du réseau familial pour la scolarisation de leurs enfants que ceux ayant eu une faible fécondité ? Ce soutien du réseau familial pour la scolarisation compense-t-il les inégalités de scolarisation entre les enfants ayant une grande fratrie et ceux ayant une petite fratrie ? Pour répondre à la première question, nous effectuons une analyse au niveau des femmes âgées de 35 à 59 ans [8], et pour répondre à la seconde question, l’analyse est conduite auprès des enfants de ces femmes en âge de scolarisation obligatoire, c’est-à-dire les enfants âgés de 6 à 16 ans [9]. La première analyse, c’est-à-dire celle conduite au niveau des femmes, porte sur 2 736 femmes âgées de 35-59 ans, soit 93 % de l’échantillon initial des femmes enquêtées, tandis que la deuxième analyse porte sur 5 051 enfants, soit 96 % de l’ensemble des enfants âgés de 6-16 ans des femmes enquêtées.

Variables utilisées dans l’analyse

11Taille du réseau familial : le réseau familial est ici défini sur la base d’une liste restreinte de liens de parenté de la femme et de son conjoint. Cette liste inclut l’ensemble des frères et des sœurs de la femme et de son conjoint (ensemble des oncles et tantes de l’enfant), ainsi que le père et la mère de la femme et de son conjoint (les grands-parents de l’enfant) encore en vie au moment de l’enquête Demtrend en 2012.

12Ressources du réseau familial : Lin (1995, p. 687), dans sa théorie des ressources sociales, définit les ressources comme « des biens dont la valeur est déterminée socialement et dont la possession permet à l’individu de survivre ou de préserver des acquis. (…) Ces ressources peuvent être acquises (l’éducation, le prestige ou l’autorité) ou héritées (l’appartenance ethnique, le sexe, parfois la religion ou les ressources des parents) ». En se basant sur une telle définition, les ressources du réseau familial ont été appréhendées dans cette étude par un indicateur composite à partir du niveau d’éducation et du statut dans l’emploi des membres du réseau familial des femmes enquêtées et de leur conjoint. Pour ce faire, nous avons calculé d’une part, le nombre moyen d’années de scolarité complétées par les membres du réseau familial et, d’autre part, le nombre moyen de travailleurs du réseau familial pour chacun des statuts dans l’emploi susceptibles de générer un revenu élevé (salarié du secteur public, salarié du secteur privé, employeur). Pour disposer de l’indicateur composite des ressources du réseau familial, nous avons appliqué une analyse en composantes principales (ACP) sur les quatre variables générées, à savoir le nombre moyen d’années de scolarité, le nombre moyen de salariés du secteur public, le nombre moyen de salariés du secteur privé et le nombre moyen d’employeurs du réseau familial. Le premier axe factoriel [10] a été retenu comme indice synthétique des ressources du réseau familial des femmes enquêtées. Plus cet indice augmente, plus les ressources du réseau familial sont élevées.

13Mobilisation du réseau familial : elle est appréhendée par l’aide monétaire ou en nature que la femme et son conjoint ont déjà reçue de leurs parents proches (père, mère, frères, sœurs) pour la scolarisation de leurs enfants [11]. Ce soutien familial se compose des frais de scolarité et du confiage des enfants avec ou sans participation aux frais scolaires. Quatre catégories de femmes sont distinguées pour les besoins de l’analyse : les femmes qui n’ont reçu aucune aide de leur réseau familial ou de celui de leur conjoint pour la scolarisation de leurs enfants, les femmes qui ont reçu uniquement un appui pour les frais de scolarité, les femmes qui ont reçu un appui dans le confiage de leurs enfants sans que les membres du réseau familial participent aux frais de scolarité, et celles qui ont eu un appui dans le confiage de leurs enfants avec une participation des membres du réseau familial aux frais de scolarité.

14Statut socio-économique du ménage : c’est un indicateur composite du niveau de richesse du ménage. Il a été construit à partir des caractéristiques de l’habitation, des biens d’équipement durables, des sources d’approvisionnement en eau et des systèmes de gestion des ordures et des eaux usées du ménage. Cet indicateur a été élaboré en utilisant la méthode d’analyse en composantes principales [12] et en distinguant par la suite cinq catégories de ménages, à savoir les ménages avec un statut socio-économique très faible (les 20 % les plus pauvres ou 1^er quintile), faible (2^e quintile), moyen (3^e quintile), élevé (4^e quintile) et très élevé (les 20 % les plus nantis ou 5^e quintile).

15Nombre d’enfants : il se rapporte à tous les enfants survivants de la femme au moment de l’enquête, résidant dans le ménage ou vivant ailleurs [13]. Cette mesure permet de mieux appréhender la contrainte budgétaire des parents que le nombre d’enfants résidant dans le ménage car les enfants confiés pour motifs de scolarisation peuvent continuer à recevoir du soutien de leurs parents biologiques (argent, vivres, tenue scolaire, fournitures, etc.).

16Autres caractéristiques de la femme : elles se composent du lieu de résidence au moment de l’enquête (quartier loti ou non loti), de l’âge, du niveau d’instruction (aucun, primaire, secondaire ou plus), du groupe ethnique (Mossi, non-Mossi), de la religion (musulmane, chrétienne), du statut de la femme (chef de ménage ou non) et de la durée de résidence à Ouagadougou (0-9 ans, 10-19 ans, 20 ans ou plus).

17Scolarisation de l’enfant : la scolarisation est mesurée par la fréquentation scolaire de l’enfant qui prend la valeur 1 si l’enfant va à l’école au moment de l’enquête, zéro sinon.

18Autres caractéristiques de l’enfant : elles comprennent l’âge, le sexe, le rang de naissance (enfant aîné, enfant cadet), le statut de résidence (réside dans le ménage en zone lotie, réside dans le ménage en zone non lotie, réside ailleurs à Ouagadougou, réside hors de Ouagadougou).

Analyse statistique

19Comme évoqué précédemment, l’analyse menée au niveau de la femme a pour objectif de savoir si les parents ayant un nombre élevé d’enfants recourent plus à l’aide des réseaux familiaux pour scolariser leurs enfants que ceux ayant moins d’enfants. Pour répondre à cette question, deux variables dépendantes sont prises en compte. La première mesure le fait pour la femme d’être aidée ou non pour les frais scolaires de ses enfants, tandis que la seconde indique si elle a confié ou non ses enfants pour la scolarisation. La variable indépendante principale est le nombre d’enfants et les autres variables indépendantes comprennent la taille et l’indice synthétique des ressources du réseau familial, le statut socio-économique, le lieu de résidence au moment de l’enquête, l’âge, le niveau d’instruction, l’appartenance ethnique et religieuse, la durée de résidence à Ouagadougou et le statut de chef de ménage de la femme. Étant donné que les deux variables dépendantes sont dichotomiques, nous recourons à la méthode de régression logistique. L’ambition dans cette analyse n’est pas d’évaluer un effet causal entre le nombre d’enfants et le recours à l’aide du réseau familial pour la scolarisation, mais plutôt l’association entre les deux variables. En effet, la perception par la femme avant d’être mère du soutien familial sur lequel elle pourra compter quand elle sera mère est une variable inobservée dans la présente étude. Pourtant, il n’est pas exclu que les femmes qui savent à l’avance qu’elles seront aidées par la famille élargie contrôlent moins leur fécondité que celles qui savent qu’elles ne pourront pas compter sur la famille élargie pour éduquer leurs enfants. Ainsi, l’association positive attendue entre la taille de la descendance et l’usage du réseau familial peut refléter à la fois une solidarité plus grande de la famille élargie lorsque les femmes font face à des responsabilités plus grandes et une autosélection des femmes ayant un nombre élevé d’enfants. Nous restons ouverts à ces deux types d’interprétation qui ne peuvent que renforcer la corrélation positive entre la fécondité et le recours à l’entraide familiale.

20Dans la deuxième analyse, à savoir celle conduite sur l’échantillon des enfants, la fréquentation scolaire est la variable dépendante. La taille de la fratrie [14] est la variable indépendante principale. Les autres variables indépendantes d’intérêt sont les caractéristiques du réseau familial (taille, ressources). Ces deux dimensions du réseau familial, qui mesurent l’aide potentielle, permettent de contourner les problèmes de causalité inverse pouvant exister entre la taille de la fratrie et la mesure directe de l’aide réelle du réseau familial [15]. Des variables de contrôle qui sont le statut socio-économique du ménage, les caractéristiques de la mère (niveau d’instruction, ethnie, religion, âge) et les caractéristiques des enfants eux-mêmes (lieu de résidence, sexe, rang de naissance, âge) sont également introduites. Comme la variable dépendante dans cette seconde analyse est également dichotomique, à savoir l’enfant fréquente ou non l’école au moment de l’enquête, nous recourons à la régression logistique simple. Pour évaluer l’effet combiné des réseaux familiaux et de la taille de la fratrie sur la fréquentation scolaire des enfants, nous introduisons des interactions entre la taille de la fratrie et les dimensions du réseau (taille, ressources). Nous nous attendons à une diminution de l’effet négatif de la taille de la fratrie sur la fréquentation scolaire des enfants au fur et à mesure que la taille et les ressources du réseau familial deviennent importantes. Étant donné que la taille de l’échantillon d’analyse est relativement faible, nous introduisons des interactions séparées entre la taille de la fratrie et chaque dimension du réseau familial afin de maximiser la puissance statistique des coefficients estimés. Bien que notre ambition dans cet article ne soit pas d’évaluer l’effet causal entre fécondité et scolarisation, la méthode de régression logistique utilisée dans cette analyse ne permet pas de contrôler la simultanéité des décisions portant sur le nombre d’enfants et leur scolarisation pouvant être à l’origine d’un biais d’endogénéité. Par conséquent, la relation négative attendue entre la taille de la fratrie et la fréquentation scolaire des enfants peut refléter à la fois un effet de dilution des ressources parentales et un effet de sélection des enfants de petite fratrie par lequel les parents qui valorisent l’éducation des enfants choisissent de limiter le nombre de leurs enfants dans le but de leur offrir une meilleure scolarisation. Cependant, le non-contrôle de la simultanéité des décisions de fécondité et de scolarisation ne constitue pas en soi un problème pour la question à laquelle on cherche ici à répondre. En effet, la dilution des ressources et la sélection ne sont pas forcément exclusives l’une de l’autre puisqu’elles concourent toutes les deux à renforcer la corrélation négative entre le nombre d’enfants et leur scolarisation. D’une part, les ressources étant limitées (ressources matérielles telles que l’argent, mais aussi non matérielles telles que le temps), les parents ayant moins d’enfants peuvent consacrer plus de ressources à l’éducation de chacun de leurs enfants (Blake, 1981, 1989). D’autre part, avec l’expansion des méthodes de contraception moderne, les parents qui valorisent l’éducation de leurs enfants sont en mesure de réduire efficacement leur niveau de fécondité afin de mieux assurer la scolarisation de leurs enfants [16] ; toutes choses qui contribuent à renforcer la corrélation négative entre la taille de la fratrie et la fréquentation scolaire des enfants. Dans tous les modèles, nous avons tenu compte de la corrélation des réponses au sein des clusters (réponses fournies par plusieurs femmes d’un même ménage et celles fournies par une femme pour l’ensemble de ses enfants) pour calculer des erreurs standards ajustées pour les coefficients estimés [17].

Taille de la descendance et mobilisation du réseau familial pour la scolarisation

21Les résultats issus de l’analyse bivariée révèlent que près d’un quart (24 %) des femmes enquêtées ont été aidées pour la scolarisation de leurs enfants par des membres de leur famille ou de celle de leur conjoint (tableau 1). La principale forme d’aide reçue est la participation aux frais scolaires puisqu’elle bénéficie à 19,5 % des femmes. Une part non négligeable de femmes (13,3 %), ont confié leurs enfants pour les scolariser, avec ou sans participation aux frais de scolarité [18].

Tableau 1

Répartition (%) des femmes selon le type d’aide reçue pour la scolarisation et le nombre d’enfants survivants

Aide reçue Nombre d’enfants de la femme Significativité des différences du réseau (1-3) (1-3) (1-3) (4-5) (4-5) (6-7) familial 1-3 4-5 6-7 8 + Total – – (4-5) (6-7) 8 + (6-7) 8 + 8 + Aucune aide 79,5 75,8 72,4 67,5 76,0** ** ns * ns Frais scolaires 10,2 10,5 11,2 15,8 10,8 ns ns ?ns ?ns Confiage 3,1 4,4 7,0 5,4 4,5 ns *** ns * ns ns Frais scolaires et confiage 7,3 9,3 9,4 11,3 8,7 ns ns ns ns ns ns Effectif 862 1 166 583 125 2 736

Répartition (%) des femmes selon le type d’aide reçue pour la scolarisation et le nombre d’enfants survivants

Seuils de significativité : *** p < 0,001 ; ** p < 0,01 ; * p < 0,05 ; ? p < 0,10 ; ns = différence non significative au seuil de 10 %.

22Le résultat le plus marquant de cette première analyse est sûrement le fait que 76 % des femmes ne reçoivent aucune aide pour la scolarisation de leurs enfants de la part de leur réseau familial ou de celui de leur conjoint. Cette proportion élevée va à l’encontre du « mythe de la solidarité africaine » selon lequel l’obligation communautaire de solidarité serait une pratique généralisée dans le contexte africain (Vidal, 1994). Une première interprétation de ce résultat est que les femmes n’ont pas recours à l’aide familiale car elles n’en éprouvent pas le besoin. Cette interprétation doit cependant être rejetée au vu des réponses des femmes concernant l’aide qu’elles peuvent potentiellement attendre de leur parentèle, et ce quel que soit leur besoin. Pour chaque personne de leur réseau familial, il est en effet demandé aux femmes dans l’enquête « En cas de besoin, pensez-vous qu’il/elle pourrait vous aider à la scolarisation de vos enfants ? ». Or 48 % déclarent ne pouvoir bénéficier d’aucun soutien de la part de leur réseau familial. Cette proportion élevée suggère que si la solidarité familiale est une pratique courante, une part non négligeable de la population en est exclue. Comme décrit dans la section I, la raison de cette exclusion pourrait se situer dans le dénuement économique (les plus pauvres n’ont pas les moyens d’entretenir des liens forts ou réciproques avec leur parentèle, les plus pauvres ont une parentèle également pauvre qui n’est pas à même de leur venir en aide, ou seulement pour pallier les situations les plus urgentes). L’histoire matrimoniale des femmes (veuvage, séparation), conduisant généralement au statut de chef de ménage de la femme, ou leur histoire migratoire pourraient également expliquer l’exclusion de la solidarité familiale. En effet, l’histoire migratoire des femmes reflète au moins partiellement la concentration de la parentèle en ville et possiblement le relâchement de la sanction sociale en cas de manquement à la solidarité familiale. L’analyse du tableau 2 apporte un premier éclairage sur cette question.

Tableau 2

Caractéristiques sociodémographiques des femmes selon l’aide reçue du réseau familial pour la scolarisation de leurs enfants

% ou moyenne (écart type) Caractéristiques sociodémographiques des femmes Femmes n’ayant Femmes ayant p value reçu aucune aide reçu de l’aide Nombre d’enfants survivants 4,3 (1,75) 4,5 (1,80) < 0,001 Nombre d’enfants décédés 0,7 (1,03) 0,7 (0,99) 0,788 Taille du réseau familial 11,9 (6,87) 14,6 (7,79) < 0,001 Indice synthétique des ressources du réseau familial – 0,10 (1,29) 0,24 (1,43) < 0,001 Lieu de résidence à l’enquête Quartier non loti 37,7 49,4 < 0,001 Quartier loti 62,3 50,6 < 0,001 Statut socio-économique Quintile 1 23,8 28,6 0,015 Quintile 2 17,3 21,1 0,024 Quintile 3 20,4 23,0 0,153 Quintile 4 18,8 15,2 0,034 Quintile 5 19,7 12,1 < 0,001 Âge 41,9 (4,86) 41,7 (4,58) 0,417 Niveau d’instruction Aucun 64,7 61,8 0,175 Primaire 18,4 23,3 0,006 Secondaire ou plus 16,9 15,0 0,236 Groupe ethnique Mossi 88,4 90,2 0,215 Non-Mossi 11,6 9,8 0,215 Religion Musulmane 60,7 57,4 0,123 Chrétienne 39,3 42,6 0,123 Durée de résidence à Ouagadougou 0-9 ans 10,0 14,4 0,001 10-19 ans 23,3 25,6 0,233 20 ans et plus 66,7 60,0 0,002 Statut de la femme Pas chef de ménage 76,9 74,3 0,173 Chef de ménage 23,1 25,7 0,173 Total 76,0 24,0 – N 2 074 662

Caractéristiques sociodémographiques des femmes selon l’aide reçue du réseau familial pour la scolarisation de leurs enfants

23Les femmes qui n’ont pas reçu d’aide habitent plus souvent en zone non lotie et ont un statut économique plus faible que celles qui ont reçu de l’aide. De même, lorsqu’on s’intéresse à l’aide potentielle, il apparaît clairement que ce sont les femmes les plus démunies qui sont le plus souvent exclues des solidarités familiales [19]. Le rôle du dénuement économique de la parentèle est mis en évidence par la comparaison des caractéristiques du réseau familial. Les femmes aidées ou pouvant potentiellement être aidées sont en moyenne dotées d’un réseau familial de plus grande taille et plus riche en termes de ressources [20]. Il apparaît également que la durée de résidence en ville est associée à une plus forte exclusion du système de solidarité familiale [21], traduisant peut-être un affaiblissement du contrôle social en ville ou une plus forte contrainte financière pesant sur la parentèle résidant en ville. En revanche, le statut de chef de ménage n’est pas corrélé avec l’aide reçue ou potentiellement reçue.

24Un autre résultat important de cette analyse bivariée est que le recours de la femme à l’aide du réseau familial tend à augmenter avec le niveau de sa fécondité (tableau 1). En effet, les femmes ayant une parité élevée, 8 enfants ou plus, sont 32,5 % à être aidées par leurs parents proches pour la scolarisation de leurs enfants, contre 20,5 % des femmes ayant une parité de 1 à 3 enfants. Cette augmentation du recours à l’entraide familiale pour la scolarisation selon le nombre d’enfants s’observe quelle que soit la forme d’aide reçue. La pression du nombre d’enfants sur les ressources familiales semble être associée au recours des femmes à l’aide de la famille étendue pour lever les contraintes financières qui pèsent sur la scolarisation des enfants.

25Cependant, l’analyse bivariée n’est pas suffisante pour comprendre si la pression du nombre d’enfants est associée au recours aux réseaux de solidarités familiales pour la scolarisation. En effet, le nombre d’enfants peut être corrélé à d’autres caractéristiques de la femme qu’il s’agit de contrôler.

26C’est pourquoi nous estimons par des modèles multivariés la probabilité pour la femme d’être aidée ou non pour les frais scolaires (tableau 3, modèles 1 et 2) et la probabilité pour elle de confier ses enfants pour les scolariser (tableau 3, modèles 3 et 4). Dans les modèles 1 et 3, le nombre d’enfants est traité comme une variable continue, tandis que dans les modèles 2 et 4, il est traité comme une variable catégorielle. Les résultats obtenus confirment ceux observés au niveau bivarié. Quelle que soit sa spécification, le nombre d’enfants est positivement associé à la propension de la femme à recourir au réseau familial pour scolariser ses enfants. Un enfant supplémentaire est associé en effet à une augmentation de 11 % des chances pour la femme d’être aidée pour les frais de scolarité, et de 15 % des chances de confier ses enfants pour les scolariser. De même, les femmes ayant au moins 8 enfants ont deux fois plus de chances d’être aidées pour les frais scolaires (modèle 2) ou pour le confiage (modèle 4). Ainsi, plus une femme a une progéniture nombreuse et plus elle est susceptible de bénéficier du soutien familial pour éduquer ses enfants. Une première interprétation de ce résultat est que l’entraide familiale serait plus orientée vers les membres du réseau familial ayant un nombre élevé d’enfants que vers ceux qui en ont moins, lorsqu’il s’agit de l’investissement scolaire des enfants.

Tableau 3

Facteurs associés à l’aide que les femmes enquêtées reçoivent de la famille élargie pour la scolarisation de leurs enfants

Odds ratio d’être aidé pour les Odds ratio de confier ses enfants frais scolaires de ses enfants pour la scolarisation Variable explicative (écart type ajusté) (écart type ajusté) Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4 Nombre d’enfants (linéaire) 1,11 (0,04)** – 1,15 (0,05)** – 1-3 (Réf.) – 1 – 1 4-5 – 1,33 (0,17)* – 1,51 (0,26)* 6-7 – 1,46 (0,25)* – 2,04 (0,41)*** 8 et + – 2,11 (0,55)** – 2,18 (0,70)* Taille du réseau familial 1,04 (0,01)*** 1,04 (0,01)*** 1,05 (0,01)*** 1,05 (0,01)*** Indice synthétique des ressources du réseau familial 1,50 (0,08)*** 1,50 (0,08)*** 1,40 (0,08)*** 1,41 (0,08)*** Lieu de résidence à l’enquête Quartier non loti 1,05 (0,17) 1,05 (0,17) 1,26 (0,24) 1,26 (0,24) Quartier loti (Réf.) 1 1 1 1 Statut socio-économique Quintile 1 (Réf.) 1 1 1 1 Quintile 2 0,87 (0,15) 0,87 (0,15) 0,90 (0,18) 0,90 (0,18) Quintile 3 0,95 (0,18) 0,95 (0,18) 0,87 (0,20) 0,86 (0,20) Quintile 4 0,68 (0,15) 0,68 (0,15) 0,47 (0,13)** 0,46 (0,13)** Quintile 5 0,29 (0,08)*** 0,29 (0,08)*** 0,62 (0,16) 0,61 (0,18) Âge 1,01 (0,01) 1,01 (0,01) 0,99 (0,02) 0,99 (0,02) Niveau d’instruction Aucun 1 1 1 1 Primaire 1,07 (0,17) 1,07 (0,16) 1,03 (0,18) 1,04 (0,18) Secondaire ou plus 0,86 (0,17) 0,85 (0,17) 0,58 (0,15)* 0,59 (0,15)* Groupe ethnique Mossi (Réf.) 1 1 1 1 Non-Mossi 0,85 (0,16) 0,85 (0,16) 0,77 (0,17) 0,77 (0,17) Religion Musulmane (Réf.) 1 1 1 1 Chrétienne 0,94 (0,11) 0,95 (0,11) 1,11 (0,15) 1,10 (0,15) Durée de résidence à Ouagadougou 0-9 ans (Réf.) 1 1 1 1 10-19 ans 0,99 (0,20) 0,97 (0,20) 1,29 (0,30) 1,28 (0,30) 20 ans et plus 0,75 (0,14) 0,85 (0,14) 0,84 (0,18) 0,84 (0,18) Statut de la femme Pas chef de ménage (Réf.) 1 1 1 1 Chef de ménage 1,04 (0,15) 1,03 (0,15) 1,09 (0,18) 1,08 (0,18) Constante 0,11 (0,07)*** 0,14 (0,09)** 0,09 (0,07)** 0,12 (0,09)** N 2 736 2 736 2 736 2 736

Facteurs associés à l’aide que les femmes enquêtées reçoivent de la famille élargie pour la scolarisation de leurs enfants

Note : Le nombre d’enfants a été considéré comme une variable à la fois continue (modèles 1, 3) et catégorielle (modèles 2, 4).
Seuils de significativité : *** p < 0,001 ; ** p < 0,01 ; * p < 0,05 ; ? p < 0,10.

27Une autre interprétation possible est que les femmes qui ont beaucoup d’enfants peuvent être également celles qui ont un réseau familial plus étendu de par la transmission intergénérationnelle des comportements de fécondité et, de ce fait, qu’elles ont une probabilité plus grande d’être aidées. Dans ce cas, l’effet positif du nombre d’enfants sur le recours à l’entraide familiale observé précédemment devrait se renforcer au fur et à mesure que la taille du réseau familial augmente. Pour vérifier cette hypothèse, nous introduisons une interaction entre le nombre d’enfants et la taille du réseau familial dans les modèles 1 et 3 [22]. Le coefficient de cette interaction est non significatif aussi bien pour le modèle 1 (0,003 ; p = 0,515) que pour le modèle 3 (0,003 ; p = 0,560), ce qui rend cette hypothèse peu vraisemblable.

Autres facteurs associés à la mobilisation du réseau familial pour la scolarisation

28Outre le nombre d’enfants, les caractéristiques du réseau familial (taille, ressources) sont associées au recours à l’aide du réseau familial pour la scolarisation des enfants (tableau 3), confirmant les résultats de l’analyse bivariée. Quel que soit le type d’aide considéré (frais de scolarité, confiage), la taille du réseau familial est positivement associée à la probabilité de recevoir de l’aide pour la scolarisation. Disposer d’un membre supplémentaire dans son réseau familial ou celui de son conjoint est associé à une augmentation de 4 % de chances d’être aidée pour les frais scolaires, et de 5 % de chances de confier les enfants aux parents proches pendant leur scolarisation. De même, les ressources du réseau familial sont fortement associées à la propension des femmes à recevoir de l’aide de la famille élargie pour la scolarisation de leurs enfants, la corrélation étant encore plus forte pour les frais de scolarité. L’augmentation de l’indice synthétique des ressources du réseau familial d’une unité est associée à un accroissement de 50 % des chances d’être aidée pour les frais scolaires et de 40 % des chances de confier les enfants pour les scolariser. Ainsi, plus que la taille du réseau familial, la propension des parents à recevoir de l’aide pour les frais de scolarité requiert que les membres qui composent leur réseau familial aient un niveau de ressources suffisant.

29Le statut socio-économique du ménage joue un rôle significatif dans la probabilité d’être aidée seulement pour les quintiles les plus élevés. Seules les femmes appartenant aux quintiles 4 et 5, et dont on peut supposer que les besoins de recourir à l’entraide familiale sont limités, ont moins de chances de bénéficier d’aide de leur famille pour financer les frais de scolarité que celles appartenant au quintile le plus pauvre. Concernant le confiage, les femmes du quintile 4 et celles de niveau d’études secondaire ou plus ont une probabilité significativement plus faible de confier leurs enfants [23]. En revanche, les femmes les plus démunies (quintile 1) ne bénéficient pas plus de soutien de la parentèle, toutes choses égales par ailleurs, que les femmes moins désavantagées (quintiles 2 et 3). Une interprétation de ce résultat est que les femmes du quintile 1, bien qu’ayant des besoins plus importants que les femmes des quintiles 2 et 3, font plus souvent face au phénomène d’exclusion des réseaux de solidarité familiale. Par ailleurs, le fait de résider en zone non lotie ou la durée de résidence à Ouagadougou n’ont plus d’effet sur la probabilité d’être aidée lorsque d’autres caractéristiques sont prises en compte, notamment le statut socio-économique et le niveau d’instruction. Le groupe ethnique, la religion et le statut de chef de ménage ne jouent toujours pas de rôle significatif. Ainsi, le dénuement économique semble être la principale source d’exclusion des réseaux familiaux de solidarité.

Taille de la fratrie et scolarisation selon les caractéristiques du réseau familial

30Cette deuxième analyse porte sur les enfants âgés de 6 à 16 ans (âges de la scolarisation obligatoire au Burkina Faso). Pour tenir compte des effets d’âge liés aux retards et abandons scolaires, nous faisons une analyse séparée des enfants âgés de 6-11 ans et ceux âgés de 12-16 ans. Cette distinction se justifie par le fait que les enfants âgés de 6-11 ans sont susceptibles de fréquenter le primaire où les coûts sont relativement moins élevés, alors que ceux âgés de 12-16 ans sont susceptibles de fréquenter le post-primaire ou le secondaire caractérisés par des coûts nettement plus élevés. Les taux de fréquentation scolaire selon ces deux groupes d’âges et la taille de la fratrie sont présentés sur la figure 1. Il apparaît que la taille de la fratrie survivante est inversement associée à la fréquentation scolaire des enfants quel que soit le groupe d’âges. Dans la tranche d’âges de 6-11 ans, alors que seulement 7 % des enfants ayant une petite fratrie (0 à 2 frères et sœurs) ne fréquentaient pas l’école au moment de l’enquête en 2012, près d’un cinquième (18 %) de ceux ayant une grande fratrie (7 frères et sœurs ou plus) ne fréquentaient pas l’école. Ces inégalités de scolarisation selon la taille de la fratrie sont plus importantes dans la tranche d’âges de 12-16 ans, où 14,5 % des enfants ayant moins de trois frères et sœurs étaient hors de l’école en 2012, contre 36 % de ceux ayant au moins sept frères et sœurs.

Figure 1

Proportion d’enfants âgés de 6 à 16 ans fréquentant l’école au moment de l’enquête selon la taille de la fratrie survivante

Proportion d’enfants âgés de 6 à 16 ans fréquentant l’école au moment de l’enquête selon la taille de la fratrie survivante

Note : Les différences sont statistiquement significatives au seuil de 1 % dans les deux groupes d’âges.

31Pour observer comment ces écarts de scolarisation entre enfants de petite fratrie et ceux de grande fratrie varient avec l’apport potentiel des réseaux familiaux pour la scolarisation, nous produisons trois modèles de régression logistique pour chacun des deux groupes d’âges considérés (tableau 4). Les modèles 1 et 4 sont des modèles sans interaction qui présentent les effets nets des variables explicatives sur la fréquentation scolaire des enfants, tandis que les autres modèles intègrent des interactions entre la taille de la fratrie et les dimensions du réseau familial (taille, ressources). Comme évoqué précédemment, ces interactions permettent d’évaluer l’effet combiné de la taille de la fratrie survivante et des réseaux familiaux sur la fréquentation scolaire des enfants.

Tableau 4

Facteurs associés à la fréquentation scolaire des enfants âgés de 6-16 ans^(a),(b)

Coefficient (écart type ajusté) 6-11 ans 12-16 ans Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4 Modèle 5 Modèle 6 Taille de la fratrie survivante – 0,19 (0,06)** – 0,26 (0,12)* – 0,17 (0,08)* – 0,15 (0,05)** – 0,32 (0,08)*** – 0,13 (0,06)* Taille du réseau familial 0,02 (0,02) – 0,01 (0,05) 0,02 (0,02) – 0,01 (0,01) – 0,06 (0,02)* – 0,01 (0,01) Indice synthétique des ressources du réseau 0,32 (0,13)* 0,33 (0,13)* 0,21 (0,31) 0,21 (0,11)· 0,21 (0,11)· 0,06 (0,28) Taille de la fratrie survivante x Taille du réseau(a) – 0,01 (0,01) – – 0,01 (0,01)** – Taille de la fratrie survivante x ressources du réseau(b) – – 0,03 (0,07) – – 0,04 (0,06) Statut socio-économique Quintile 1 (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Quintile 2 0,50 (0,23)* 0,50 (0,23)* 0,50 (0,23)* 0,12 (0,20) 0,11 (0,120) 0,13 (0,20) Quintile 3 0,70 (0,25)** 0,71 (0,26)** 0,70 (0,25)** 0,54 (0,19)** 0,53 (0,19)** 0,54 (0,19)** Quintile 4 1,33 (0,32)*** 1,33 (0,32)*** 1,33 (0,32)*** 1,27 (0,23)*** 1,25 (0,23)*** 1,27 (0,23)*** Quintile 5 1,70 (0,47)*** 1,71 (0,48)*** 1,71 (0,47)*** 1,68 (0,32)*** 1,66 (0,32)*** 1,70 (0,32)*** Âge de la mère 0,05 (0,02)* 0,06 (0,02)* 0,05 (0,02)* – 0,02 (0,02) – 0,02 (0,02) – 0,02 (0,02) Niveau d’instruction de la mère Aucun (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Primaire 0,42 (0,25)· 0,42 (0,25)· 0,42 (0,25)· – 0,12 (0,19) – 0,12 (0,19) – 0,12 (0,19) Secondaire ou plus 0,62 (0,46) 0,60 (0,46) 0,65 (0,50) 1,14 (0,34)*** 1,16 (0,35)** 1,17 (0,36)** Ethnie de la mère Mossi (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Non-Mossi – 0,28 (0,30) – 0,28 (0,30) – 0,28 (0,30) 0,46 (0,25)· 0,45 (0,25)· 0,46 (0,25)· Religion de la mère Musulmane (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Chrétienne 0,29 (0,18)· 0,29 (0,18)· 0,29 (0,18)· 0,27 (0,13)* 0,26 (0,13)* 0,26 (0,13)*

Coefficient (écart type ajusté) 6-11 ans 12-16 ans Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4 Modèle 5 Modèle 6 Statut marital de la mère Mariée (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Non-mariée 0,09 (0,29) 0,08 (0,30) 0,08 (0,29) – 0,14 (0,19) – 0,15 (0,19) – 0,14 (0,19) Sexe de l’enfant Garçon (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Fille – 0,02 (0,18) – 0,03 (0,18) – 0,02 (0,18) 0,34 (0,12)** 0,36 (0,12)** 0,35 (0,12)** Milieu de résidence de l’enfant Dans le ménage, zone lotie (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Dans le ménage, zone non lotie 0,17 (0,23) 0,17 (0,23) 0,17 (0,23) – 0,05 (0,17) – 0,05 (0,17) – 0,05 (0,17) Ailleurs à Ouagadougou – 1,33 (0,43)** – 1,33 (0,43)** – 1,33 (0,43)** – 1,17 (0,29)*** – 1,20 (0,29)*** – 1,16 (0,28)*** Ailleurs, hors de Ouagadougou – 1,09 (0,37)** – 1,09 (0,37)** – 1,08 (0,37)** – 1,05 (0,19)*** – 1,06 (0,19)*** – 1,05 (0,19)*** Âge de l’enfant 0,51 (0,06)*** 0,51 (0,06)*** 0,51 (0,06)*** – 0,48 (0,05)*** – 0,49 (0,05)*** – 0,48 (0,05)*** Rang de naissance de l’enfant Enfant cadet (Réf.) 0 0 0 0 0 0 Enfant aîné 0,24 (0,57) 0,23 (0,56) 0,29 (0,55) – 0,08 (0,23) – 0,08 (0,23) – 0,08 (0,23) Constante – 4,34 (1,12)*** – 4,09 (1,21)*** – 4,40 (1,13)*** 9,07 (1,14)*** 9,94 (1,16)*** 9,02 (1,13)*** N 2 298 2 298 2 298 2 753 2 753 2 753

Facteurs associés à la fréquentation scolaire des enfants âgés de 6-16 ans^(a),(b)

(a) Interaction entre la taille de la fratrie et la taille du réseau familial (modèles 2, 5).
(b) Interaction entre la taille de la fratrie et les ressources du réseau familial (modèles 3, 6).
Seuils de significativité : *** p < 0,001 ; ** p < 0,01 ; * p < 0,05 ; ? p < 0,10.

32Dans la tranche d’âges de 6 à 11 ans, la taille du réseau familial est sans effet significatif sur la fréquentation scolaire (modèle 1) et ne modifie pas non plus la relation entre la taille de la fratrie et la fréquentation scolaire (modèle 2). En revanche, l’augmentation des ressources du réseau est associée à une meilleure fréquentation scolaire (modèle 1), mais, tout comme la taille du réseau, elle ne modifie pas significativement la pression d’une grande fratrie sur la fréquentation scolaire (modèle 3). Ce faisant, la taille de la fratrie est négativement associée à la fréquentation scolaire des enfants de 6-11 ans, et ce quels que soient la taille et le niveau de ressources du réseau familial des parents (modèles 1, 2 et 3). Cela signifie que la solidarité familiale n’est pas en mesure de compenser la pression d’une grande fratrie sur la fréquentation scolaire des jeunes enfants. Un tel résultat est à mettre en rapport avec la précarité et le dénuement économique des ménages ayant déscolarisé leurs enfants. En effet, plus des deux tiers des enfants déscolarisés appartiennent aux ménages les plus démunis [24]. Or, comme présenté dans la section I, les plus démunis sont également ceux qui ont le plus de chances d’être exclus des réseaux familiaux (non-réciprocité) et d’avoir des réseaux pauvres qui ne sont pas à même de les aider en cas de besoin.

33Dans la tranche d’âges de 12 à 16 ans, on note également que les ressources du réseau familial sont positivement associées à la fréquentation scolaire (modèle 4), mais, tout comme chez les enfants de 6-11 ans, elles ne modifient pas significativement la relation négative entre la fréquentation scolaire des enfants et la taille de leur fratrie (modèle 6). La taille du réseau familial en revanche modifie significativement la relation entre la taille de la fratrie et la fréquentation scolaire (modèle 5). Cela peut être observé à travers la figure 2 (partie supérieure) : la corrélation entre la taille de la fratrie survivante et la fréquentation scolaire est négative lorsque la taille du réseau familial est inférieure à 17 membres, mais nulle lorsque la taille du réseau est supérieure à 16 membres [25]. Cela signifie qu’un réseau familial très large est susceptible de compenser la pression d’un nombre élevé d’enfants sur la fréquentation scolaire. En effet, les enfants de 12-16 ans sont supposés être au niveau post-primaire ou secondaire dont l’entrée est sanctionnée par un examen et où les coûts sont relativement plus élevés qu’au niveau primaire. Par conséquent, les enfants déscolarisés à cet âge regroupent des enfants issus de familles très démunies mais également des enfants dont les parents sont moins contraints financièrement [26]. Si les premiers sont susceptibles d’être exclus des solidarités familiales compte tenu de leur dénuement économique, ceux dont les parents ont moins de contraintes financières peuvent être à même d’entretenir des liens forts ou réciproques avec leur réseau familial. Par conséquent, pour ces derniers, l’entraide familiale est susceptible de compenser l’effet négatif d’une grande fratrie sur la fréquentation scolaire [27].

Figure 2

Interaction entre les effets de la taille de la fratrie survivante et ceux de la taille du réseau familial sur la fréquentation scolaire des enfants âgés de 12-16 ans

Interaction entre les effets de la taille de la fratrie survivante et ceux de la taille du réseau familial sur la fréquentation scolaire des enfants âgés de 12-16 ans

Note : La figure est issue du modèle 5 du tableau 3. Les barres représentent les intervalles de confiance (IC) à 95 %.

34Les effets compensatoires du réseau familial en matière d’inégalités scolaires sont également perceptibles lorsqu’on examine la variation de l’effet de la taille du réseau sur la fréquentation scolaire des enfants de 12-16 ans selon la taille de leur fratrie (partie inférieure de la figure 2). L’effet de la taille du réseau est en effet négatif pour les enfants de petite fratrie (0-3 frères et sœurs), nul pour ceux de fratrie moyenne (4-6 frères et sœurs) et positif pour ceux de grande fratrie (7 frères et sœurs ou plus). Comme la taille et l’indice synthétique des ressources du réseau sont indépendantes par construction, ce résultat suggère que dans un réseau familial très large, les parents qui ont un nombre élevé d’enfants seraient des bénéficiaires nets en termes d’investissement scolaire, alors que ceux qui en ont moins seraient des contributeurs nets. Dans un tel contexte, avoir peu d’enfants peut conduire à augmenter sa responsabilité d’aider à la scolarisation d’autres enfants de la parentèle, plutôt qu’à maximiser la qualité de ses propres enfants ; toutes choses qui contribuent à réduire les inégalités de scolarisation entre les enfants de petite fratrie et ceux de grande fratrie d’un même réseau familial.

35Par ailleurs, les coefficients des autres caractéristiques des femmes, de leur ménage et des enfants introduites dans le modèle ont pour la plupart le signe attendu. Le statut socio-économique du ménage est positivement corrélé à la fréquentation scolaire des enfants quel que soit le groupe d’âges (tableau 4). Cette corrélation positive proviendrait à la fois des coûts directs de scolarisation et des coûts d’opportunité que comportent les tâches (rémunérées ou non) dont les enfants auraient pu s’acquitter s’ils n’étaient pas scolarisés. Pour les caractéristiques des mères, il ressort que les enfants de mères instruites ont plus de chances de fréquenter l’école que ceux de mères non instruites. Avec les opportunités d’emplois qu’offre l’éducation formelle, les mères instruites pourraient disposer de plus de moyens financiers que celles qui ne sont pas instruites. Plus la mère est instruite, plus elle est susceptible de valoriser l’école formelle, ce qui favorise une meilleure scolarisation de ses enfants. Un autre résultat attendu à mettre en rapport avec la compétition entre systèmes d’éducation, notamment entre l’école formelle et l’école coranique (Yaro, 1995) est la meilleure fréquentation scolaire des enfants de mères chrétiennes, comparativement à ceux de mères musulmanes. En revanche, l’état matrimonial de la mère est sans effet significatif sur la fréquentation scolaire et les différences ethniques en matière de fréquentation scolaire sont seulement perceptibles chez les enfants âgés de 12-16 ans ; ce qui souligne une fois encore la prééminence des facteurs économiques dans la scolarisation à Ouagadougou (Kobiané, 2006).

36Concernant les autres caractéristiques des enfants, il ressort que les chances de fréquentation scolaire des enfants aînés, comparativement aux enfants cadets, sont plus élevées dans la tranche d’âges de 6-11 ans, mais plus faibles dans la tranche d’âges de 12-16 ans, même si les différences ne sont pas statistiquement significatives. Comme les enfants aînés sont plus âgés, un tel résultat est à mettre en rapport avec celui observé pour l’âge des enfants : corrélation positive dans la tranche d’âges de 6-11 ans (reflet des entrées tardives à l’école) et négative dans la tranche d’âges de 12-16 ans (reflet des déperditions scolaires). Par ailleurs, le fait de résider hors du ménage des parents biologiques est associé à une faible probabilité de fréquenter l’école quel que soit le groupe d’âges, reflétant ainsi l’existence de motifs non scolaires qui sont souvent à la base du confiage des enfants. Isiugo-Ibanihe (1985) distingue par exemple cinq motifs qui sont à la base du confiage des enfants en Afrique de l’Ouest : le confiage à l’intérieur de la parentèle en vue de renforcer les liens de solidarités familiales, le confiage de crise qui intervient à la suite d’une dissolution de la famille du fait d’un décès, un divorce ou une séparation, le confiage d’alliance ou d’apprentissage (enfants envoyés chez des non-apparentés de statut social élevé comme aides ou apprentis, en vue de renforcer des liens sociaux, politiques ou économiques), le confiage domestique (envoi des enfants comme aides familiaux) et le confiage scolaire (motif de scolarisation). Un résultat non classique qui semble surprenant est l’absence d’inégalités sexuelles dans la fréquentation scolaire des enfants âgés de 6-11 ans et de surcroît la meilleure fréquentation scolaire des filles dans la tranche d’âges de 12-16 ans. Ce résultat s’expliquerait non seulement par la forte mobilisation sociale et politique en faveur de la scolarisation des filles au Burkina Faso au cours des dernières années, mais aussi par le fait que notre étude concerne les enfants biologiques, puisque dans les centres urbains en général, ce sont surtout les « filles confiées » qui sont touchées par une sous-scolarisation (Pilon, 1995 ; Kobiané, 2006).