Trois personnes par emploi : ce que le ratio de dépendance ne compte pas

Le ratio de dépendance occupe une place particulière dans la famille des indicateurs démographiques. Il ne prétend ni résumer une économie, ni mesurer un niveau de vie, et il ne se substitue à aucun des instruments dont disposent les planificateurs. Il fait quelque chose de plus étroit et de plus engageant : il date. En rapportant les personnes trop jeunes ou trop âgées pour travailler à cent personnes en âge de le faire, et en posant une convention à soixante, il permet d’annoncer l’année à partir de laquelle la structure d’une population devient favorable à l’enrichissement collectif. C’est de lui que vient l’expression de fenêtre du dividende démographique, et c’est par lui que l’on établit si elle est ouverte, fermée ou proche de s’ouvrir. Un indicateur qui donne des dates trouve naturellement sa place dans les documents de planification, et celui-ci s’y trouve.

Appliqué aux neuf pays d’Afrique centrale, il produit un classement net. Le Gabon arrive premier, avec 68,0 personnes à charge pour cent actifs potentiels en 2024. La République centrafricaine arrive dernière, avec 104,5. La lecture semble limpide : le Gabon a fait sa transition démographique, la République centrafricaine ne l’a pas commencée, et l’on saurait donc lequel des deux se rapproche du moment favorable.

En croisant ces mêmes données de population avec les taux d’emploi que publie l’Organisation internationale du travail, on obtient un second ratio qui pose la même question en changeant une définition : combien de personnes vivent, dans les faits, de chaque personne qui travaille. Ce ratio classe le Gabon dernier, à 283,3, et place la République centrafricaine au troisième rang, à 184,4. À l’échelle de la région, il indique que chaque personne qui travaille fait vivre 2,94 personnes, elle-même comprise. Les deux mesures ne présentent aucune corrélation statistiquement décelable.

L’écart n’est pas une bizarrerie de calcul. Il est systématique, il va toujours dans le même sens, et il tient à une hypothèse enfouie dans la construction de l’indicateur le plus ancien des deux. C’est de cela que traite ce dossier : de ce qu’un chiffre suppose lorsqu’il paraît ne rien supposer, et de ce qu’il en coûte de l’oublier.

Ce que compte un ratio de dépendance

Le ratio de dépendance appartient à cette catégorie d’instruments si anciens et si universellement employés qu’on a cessé d’interroger leur définition. Il repose pourtant sur une convention lourde de conséquences, puisqu’il assimile l’âge et l’activité. Toute personne comprise entre quinze et soixante-quatre ans y est comptée comme productive, toute personne située hors de ces bornes comme dépendante. Rien dans la formule ne s’intéresse à ce que ces gens font de leurs journées.

Cette convention n’est pas absurde, elle est historiquement située. Elle prend sa forme moderne dans le contexte des économies industrielles du milieu du vingtième siècle, où la coïncidence entre l’âge actif et l’emploi effectif était forte, où le salariat couvrait la majeure partie de la population en âge de travailler, et où l’inactivité constituait l’exception statistique plutôt que la règle. Compter les quinze-soixante-quatre ans revenait alors à peu près à compter les travailleurs, et l’approximation coûtait peu.

La théorie qui donne à ce ratio sa valeur prédictive date de la même période. Elle veut que la baisse de la fécondité, en réduisant le nombre d’enfants à charge, libère de l’épargne, permette d’investir davantage par tête et produise ainsi une accélération du revenu par habitant. C’est le mécanisme du dividende démographique, dont David Bloom et Jeffrey Williamson ont donné en 1998 la démonstration empirique la plus citée à partir du cas est-asiatique, dans un article dont la version de travail reste librement accessible. Ils y attribuent une part substantielle du décollage de l’Asie de l’Est entre 1965 et 1990 à la seule évolution de la structure d’âge, en précisant, dans une phrase que les reprises omettent presque toujours, que cet effet n’avait rien d’inévitable et s’est produit parce que ces pays disposaient des institutions et des politiques permettant de convertir un potentiel en résultat.

La chaîne de raisonnement suppose donc une séquence. L’économie se transforme, la fécondité baisse en conséquence, la structure d’âge s’améliore, et l’appareil productif absorbe la main-d’œuvre ainsi libérée. Le ratio de dépendance ne mesure que le troisième maillon de cette chaîne, et il ne vaut comme signal de prospérité future que si les autres tiennent.

Lu à travers cet indicateur, l’Afrique centrale se raconte sans difficulté. Le ratio baisse dans les neuf pays, de six points en moyenne régionale entre 2016 et 2030, et aucun ne franchit le seuil de soixante à cet horizon : le Gabon s’arrête à 63,6, la République centrafricaine à 97,3, la moyenne régionale à 86,8. La conclusion habituelle en découle sans effort, selon laquelle la région approcherait de sa fenêtre sans l’avoir encore ouverte, devrait donc accélérer sa transition de fécondité, et trouverait ses modèles chez les pays les mieux classés.

Recompter la même chose autrement

Le ratio de dépendance possède un cousin peu employé, que la littérature appelle ratio de dépendance économique. Il pose la même question en remplaçant l’âge par l’activité, et sa formule est aussi simple que celle de son aîné : la population totale moins les personnes employées, divisée par les personnes employées.

Le calcul demande deux séries. La population par classe d’âge provient des World Population Prospects des Nations unies, révision 2024. Le taux d’emploi, c’est-à-dire la part des personnes de quinze ans et plus exerçant une activité rémunérée, provient des estimations modélisées de l’Organisation internationale du travail reprises par la Banque mondiale sous l’indicateur SL.EMP.TOTL.SP.ZS. Huit des neuf pays disposent d’une valeur pour 2024, Sao Tomé-et-Principe en étant dépourvu et sortant du calcul, ce qui est sans conséquence puisqu’il représente un millième de la population régionale. Le résultat est le suivant.

Pays	Taux d’emploi 15+	Dépendance par âge	Dépendance économique	Personnes par emploi
Gabon	41,0 %	68,0	283,3	3,8
Guinée équatoriale	55,9 %	69,3	185,1	2,9
Congo	54,3 %	76,2	207,8	3,1
Cameroun	63,2 %	78,9	169,6	2,7
Angola	64,4 %	89,1	178,5	2,8
Tchad	59,0 %	92,4	213,6	3,1
Rép. dém. du Congo	61,6 %	96,4	200,8	3,0
Rép. centrafricaine	68,8 %	104,5	184,4	2,8

Population : Nations unies, World Population Prospects 2024, valeurs 2024. Taux d’emploi : estimations modélisées du BIT reprises par la Banque mondiale, 2024. Ratios calculés par l’auteur.

Trois choses en ressortent, dans un ordre croissant d’importance. La première est l’ampleur de l’écart. Là où l’indicateur classique annonce entre 68 et 105 personnes à charge pour cent actifs, la mesure fondée sur l’emploi en annonce entre 170 et 283. La différence entre les deux va de 80 points en République centrafricaine à 215 au Gabon. Rapportée aux huit pays, elle signifie que chaque personne qui travaille fait vivre 2,94 personnes en tout. Ce n’est pas une nuance, c’est un doublement de la charge.

La deuxième est la disparition du classement. Le Gabon, premier sur l’indicateur classique, devient dernier. La République centrafricaine, dernière, remonte au troisième rang. Le coefficient de corrélation entre les deux mesures s’établit à moins 0,40 avec une probabilité critique de 0,33, ce qui signifie qu’aucune relation statistiquement décelable ne les lie sur cet échantillon. Deux indicateurs qui portent le même nom, mesurent la même idée et produisent des ordres sans rapport l’un avec l’autre.

La troisième est la plus intéressante, parce qu’elle indique un mécanisme plutôt qu’un écart. Le ratio de dépendance par âge et le taux d’emploi sont corrélés positivement, avec un coefficient de Pearson de 0,776 pour une probabilité critique de 0,024, confirmé par un rho de Spearman de 0,786. Plus un pays d’Afrique centrale est avancé dans sa transition démographique, moins il emploie de monde. La relation est forte, elle reste significative malgré la petitesse de l’échantillon, et elle est exactement l’inverse de celle que la théorie du dividende conduit à attendre.

Pourquoi l’écart est systématique

Une corrélation de ce signe sur huit observations pourrait relever du hasard. Deux mécanismes bien identifiés la produisent, et ils agissent aux deux extrémités du classement.

À une extrémité se trouvent des économies où l’écrasante majorité des adultes travaille faute d’alternative. Dans une agriculture de subsistance, dans le petit commerce urbain, dans les activités de survie, l’inactivité n’est pas une option ouverte parce qu’elle n’est financée par personne. Le taux d’emploi y est donc mécaniquement élevé, et il l’est d’autant plus que la protection sociale est absente. La République centrafricaine affiche ainsi le taux d’emploi le plus haut de la région, à 68,8 %, ce qui ne dit rigoureusement rien de la qualité, du revenu ni de la sécurité de ces occupations. Dans le même mouvement, la fécondité y demeure élevée, faute des transformations qui la font baisser ailleurs, et le ratio de dépendance par âge y est le plus défavorable des neuf.

À l’autre extrémité se trouvent des économies où la richesse provient d’un secteur qui n’emploie presque personne. L’extraction pétrolière produit une valeur ajoutée considérable avec une intensité de main-d’œuvre dérisoire, distribuée par la dépense publique plutôt que par le salaire. La population s’urbanise, les filles accèdent à l’école, l’âge au mariage recule, la fécondité baisse et la structure d’âge s’améliore, sans qu’aucune transformation productive n’ait eu lieu. Le Gabon en offre le cas le plus net avec un taux d’emploi de 41,0 %, soit vingt-huit points de moins que la République centrafricaine, dans le pays le plus riche par habitant des neuf.

La conséquence théorique mérite d’être posée nettement. Dans la séquence classique, la fécondité baisse parce que l’économie se transforme, et la structure d’âge qui en résulte se convertit en croissance parce que l’appareil productif absorbe le surcroît de main-d’œuvre. En Afrique centrale, la fécondité baisse là où l’économie ne s’est pas transformée, et sous l’effet de mécanismes qui ne créent pas d’emplois : la rente, l’urbanisation, la scolarisation des filles. La transition démographique s’y produit détachée du moteur qui, historiquement, la rendait profitable.

Ce détachement n’invalide pas la baisse de la fécondité, qui reste un progrès en soi et un objectif défendable pour bien d’autres raisons que le dividende. Il invalide la promesse mécanique qu’on y attache. Une structure d’âge favorable dans une économie qui n’emploie pas est une structure d’âge favorable, rien de plus.

Les plans d’émergence à l’épreuve de la même décennie

L’histoire récente des politiques publiques de la région offre un moyen de vérifier cette lecture, parce qu’elle a produit une expérience quasi naturelle : entre 2007 et 2017, presque tous ces États ont adopté un plan de développement bâti sur le même diagnostic, avec le même vocabulaire et des horizons datés.

La Guinée équatoriale a lancé sa Vision 2020, le Gabon son Plan stratégique Gabon émergent à horizon 2025, le Cameroun sa Vision 2035, le Congo son Plan national de développement, le Tchad sa Vision 2030. Une étude du Groupe de recherche et d’information sur la paix et la sécurité relevait dès 2014 que ces documents, largement inspirés de la trajectoire des pays émergents asiatiques, visaient tous la même transformation : sortir de l’exportation de matières premières brutes, industrialiser, créer des emplois. Les échéances sont aujourd’hui atteintes ou proches. Celle de la Guinée équatoriale est derrière nous, celle du Gabon vient de l’être.

Les taux d’emploi de 2024 permettent d’en faire un bilan partiel, et le résultat est presque exactement inverse de l’ambition affichée. Les trois pays dont les plans promettaient la diversification la plus rapide parce qu’ils partaient de la dépendance pétrolière la plus forte sont ceux qui emploient aujourd’hui la plus faible part de leur population : le Gabon à 41,0 %, le Congo à 54,3 %, la Guinée équatoriale à 55,9 %. Les deux pays qui ne disposaient ni de la même rente ni du même capital de départ, le Cameroun et le Tchad, affichent 63,2 % et 59,0 %.

Cette divergence se retrouve dans les projections macroéconomiques les plus récentes. Les données du Comité de politique monétaire de la Banque des États de l’Afrique centrale publiées en avril 2026, rapportées par la presse financière régionale, décrivent une CEMAC à deux vitesses où la capacité de diversification devient le principal facteur de résilience : le Cameroun et le Tchad y apparaissent comme les moteurs de croissance de la sous-région à l’horizon 2030, tandis que le Gabon et la Guinée équatoriale subissent les effets durables du déclin pétrolier.

L’intérêt de cette comparaison tient à ce qu’elle neutralise l’explication par la volonté politique. Ces plans ont été écrits dans la même décennie, avec les mêmes cabinets de conseil, souvent dans les mêmes termes, et rien ne permet de dire que les gouvernements les moins performants aient été les moins sincères. Ce qui les sépare est la structure sur laquelle ils s’appliquaient. Une rente concentrée, distribuée par le budget, produit une élite administrative, une classe moyenne urbaine dépendante de la commande publique, et très peu d’entreprises exposées à la concurrence. Elle rend l’annonce de la diversification facile et son exécution improbable, parce qu’elle prive le pays des acteurs qui en seraient les bénéficiaires et donc les défenseurs.

Le Gabon avait d’ailleurs déjà vécu cette séquence. Après le choc pétrolier de 1973, la rente y a financé une politique d’infrastructures de grande envergure, suivie d’une décennie de prospérité, puis d’un affaissement vers une croissance de l’ordre de deux pour cent, décrite alors comme insuffisante pour générer des emplois et réduire la pauvreté. Le plan de 2011 reprenait ce diagnostic à trente-cinq ans d’intervalle, dans des termes voisins. Ce n’est pas une critique du plan, dont l’analyse était juste, mais une observation sur ce qu’un plan peut et ne peut pas faire lorsqu’il doit défaire la structure qui l’a financé. Le mécanisme de la rente et ses effets d’éviction sur le reste de l’économie sont d’ailleurs un objet que j’ai abordé ailleurs à propos de l’or camerounais et de la mémoire courte des États rentiers.

Le graphique ci-dessus ajoute une pièce à ce raisonnement. Croiser le niveau du ratio de dépendance avec sa vitesse de baisse fait apparaître que les deux pays les mieux placés comptent parmi les plus lents à progresser : le Gabon, premier en niveau, n’est que septième en vitesse avec 0,35 point par an, et la Guinée équatoriale, troisième en niveau, est huitième en vitesse. Le Tchad, septième en niveau, est troisième en vitesse avec 0,91 point par an. Les économies de rente ne sont pas seulement celles qui emploient le moins, ce sont aussi celles dont la transition démographique ralentit aujourd’hui, ayant déjà consommé la part de baisse de fécondité que l’urbanisation pouvait leur procurer.

Ce que le mot emploi recouvre ici

Une correction de mesure appelle sa propre critique, et il serait malvenu de substituer à un indicateur trompeur un indicateur qu’on croirait exact.

Le taux d’emploi utilisé plus haut compte comme employée toute personne ayant exercé une activité rémunérée pendant une période de référence, quels qu’en soient la durée, le revenu ou le statut. Il ne distingue ni le salarié protégé du vendeur de rue, ni le fonctionnaire du cultivateur vivrier. Or l’Organisation internationale du travail estime que le taux d’emploi informel atteint 87,6 % en Afrique subsaharienne, et que la région comptait 145 millions de travailleurs pauvres, soit près d’un tiers de sa population active.

Dire qu’une personne fait vivre 2,94 personnes revient donc, dans neuf cas sur dix, à décrire une activité sans contrat, sans cotisation et sans garantie de revenu. La charge que mesure mon second ratio n’est pas supportée par des emplois au sens où l’entendent les statistiques européennes, mais par des occupations dont beaucoup ne dégagent aucun surplus au-delà de la subsistance de celui qui les exerce.

J’en tire une conclusion inconfortable pour la thèse même de ce dossier : le second ratio, tout supérieur qu’il soit au premier, reste une approximation grossière. Une mesure fidèle de la charge exigerait des données de revenu du travail par personne occupée que peu de ces pays produisent avec régularité. Ce que le second ratio apporte n’est donc pas l’exactitude, mais l’ordre de grandeur et surtout le classement. Il ne dit pas combien pèse la charge, il dit qu’elle ne pèse pas là où on croit.

Les deux indicateurs se trompent d’ailleurs dans des directions opposées, ce qui les rend complémentaires plutôt que substituables. Le ratio par âge surestime la capacité productive des pays riches en rente, où beaucoup de personnes en âge de travailler ne travaillent pas. Le ratio économique surestime celle des pays pauvres, où beaucoup de personnes travaillent sans produire de surplus. Entre les deux se loge la question qui compte, qui n’est ni l’âge ni l’occupation mais la productivité, et sur laquelle les données régionales sont les plus faibles.

Le calendrier, qui lui ne prête pas à discussion

Ces considérations de mesure s’appliquent à une quantité qui, elle, est établie.

La population en âge de travailler des neuf pays passe de 109,4 millions de personnes en 2023 à 137,8 millions en 2030 selon les projections en variante moyenne des Nations unies, soit 28,4 millions de personnes supplémentaires en sept ans, un peu plus de quatre millions par an. Ce nombre présente une propriété remarquable, celle d’être déjà entièrement déterminé. Toute personne qui aura entre quinze et soixante-quatre ans en 2030 est née en 2015 au plus tard. Une politique de fécondité engagée aujourd’hui agirait sur des naissances survenant à partir de 2027, dont les premières atteindraient l’âge de travailler vers 2042.

Cette inertie porte un nom en démographie, le momentum, formalisé par Nathan Keyfitz au début des années 1970. Une population de structure jeune continue de croître pendant plusieurs décennies même si la fécondité tombe brutalement au niveau de simple remplacement, parce que le nombre de femmes en âge de procréer continue d’augmenter mécaniquement. La croissance est portée par la forme de la pyramide plutôt que par le comportement des couples.

L’implication dérange le débat public autant qu’elle devrait le simplifier. La question de savoir s’il faut ou non ralentir la croissance démographique de l’Afrique centrale, quelle que soit la réponse qu’on lui donne, porte sur un horizon qui commence en 2045. Pour les vingt années qui viennent, le nombre est une donnée et non une variable. Ce qui reste ouvert est ce que ces personnes trouveront en arrivant, et c’est précisément ce que le ratio de dépendance par âge ne mesure pas.

Une réserve doit être apportée à cette affirmation, et elle vient des données elles-mêmes. L’accroissement annuel de la région passe de 5,97 millions de personnes en 2022 à 6,86 millions en 2023, un saut de 886 000 en une seule année, dont 478 000 pour le seul Tchad, dont la croissance passe de 3,44 % à 5,88 %. Aucun pays ne double sa natalité en douze mois. Le Tchad a reçu les réfugiés du Darfour, puisque depuis le déclenchement de la guerre au Soudan en avril 2023, plus de 844 000 Soudanais ont franchi sa frontière selon le Haut-Commissariat des Nations unies pour les réfugiés, s’ajoutant aux quelque 409 000 accueillis lors des vagues précédentes. Le raisonnement du momentum vaut pour la fécondité et non pour la migration : le nombre est fermé aux naissances et reste ouvert aux frontières, dans une région dont les voisins immédiats produisent des chocs de population de cette ampleur.

Ce que l’absorption coûte, une fois recalculée

Le même croisement de données permet de reformuler la question de l’emploi de manière plus utile que le décompte habituel.

Rapporter les entrants à venir aux emplois qui existent aujourd’hui donne une mesure d’effort. Pour les huit pays disposant d’un taux d’emploi, l’accroissement de la population en âge de travailler entre 2024 et 2030 représente entre 27,7 % et 36,1 % du stock d’emplois existant. La dispersion est faible, ce qui n’allait pas de soi : en volume absolu la charge est extraordinairement inégale, puisque la République démocratique du Congo concentre à elle seule 51,6 % de l’accroissement régional, mais rapportée à la base d’emplois de chaque pays elle devient presque uniforme. Le Gabon, dont le volume à absorber n’est que le septième des neuf, affiche l’effort relatif le plus élevé de la région à 36,1 %, précisément parce que sa base d’emplois est étroite.

En appliquant à cet accroissement le taux d’emploi de chaque pays, on obtient le nombre d’emplois nécessaires au seul maintien de la situation, sans aucune amélioration : environ 2,7 millions par an pour les huit pays, dont 1,4 million pour la République démocratique du Congo, 528 000 pour l’Angola, 360 000 pour le Cameroun et 219 000 pour le Tchad.

Un calcul complémentaire éclaire mieux encore ce que ces nombres signifient. Si l’on cherche non plus à maintenir le taux d’emploi mais à maintenir la charge, c’est-à-dire à ce que le nombre de personnes vivant de chaque emploi ne se dégrade pas d’ici 2030, il suffirait que les taux d’emploi ne baissent pas de plus de 0,7 point au Tchad et 2,5 points en République centrafricaine, la structure d’âge s’améliorant assez pour compenser une légère érosion. La dépendance économique régionale passerait alors de 193,5 à 186,4 à taux d’emploi constants.

Voilà l’ordre de grandeur du dividende démographique réel dans cette région, une fois la mesure corrigée : sept points de charge en six ans, quand la charge s’établit à cent quatre-vingt-treize. Ce n’est pas rien, et c’est très loin du basculement que le vocabulaire de la fenêtre laisse imaginer.

Ce que la divergence régionale ajoute au problème

Un dernier élément complique le tableau, et il concerne le niveau auquel ces politiques sont pensées.

Les structures d’âge des neuf pays diffèrent au point qu’il devient difficile de les traiter ensemble. En 2030, les moins de quinze ans représenteront 47,0 % de la population centrafricaine et 34,4 % de la population gabonaise. Appliqué à ces répartitions, l’indice de dissimilarité qu’Otis Dudley Duncan et Beverly Duncan ont proposé en 1955 pour mesurer la ségrégation résidentielle, et qui indique quelle proportion d’une population devrait changer de catégorie pour que deux distributions deviennent identiques, atteint 15,7 points entre le Gabon et la République centrafricaine. Il faudrait déplacer un habitant sur six d’une classe d’âge à une autre pour rendre ces deux pays structurellement semblables.

Ces écarts se creusent au lieu de se résorber. L’écart-type entre pays de la part des moins de quinze ans passe de 3,998 points en 2016 à 4,520 en 2030, une progression de 13,1 %. L’objection selon laquelle ce mouvement ne serait qu’un artefact des projections ne tient pas, puisque sur la seule période estimée, de 2016 à 2023, la dispersion progresse déjà de 5,0 %.

Le problème que cela pose est moins évident qu’il n’y paraît, et il tient à l’usage des moyennes régionales. Le profil agrégé de l’Afrique centrale en 2030 se compose de 43,4 % de moins de quinze ans, 19,9 % de quinze-vingt-quatre ans, 33,6 % de vingt-cinq-soixante-quatre ans et 3,1 % de soixante-cinq ans et plus. Mesurée par le même indice, la distance de chaque pays à ce profil s’échelonne de 0,96 point pour l’Angola à 9,80 pour le Gabon, en passant par 1,62 pour la République démocratique du Congo et 1,85 pour le Tchad. Trois pays seulement se situent à moins de deux points de la moyenne, et ce sont ceux qui rassemblent près des trois quarts de la population régionale. Une moyenne pondérée épouse la forme de ses composantes les plus lourdes, de sorte que celle-ci ne décrit pas la région mais la République démocratique du Congo, avec une correction angolaise. C’est le même effacement, à une échelle plus large, que celui que produit le mot Africains lorsqu’il tient lieu de sujet.

Un décideur gabonais qui se réfère à une statistique régionale se réfère donc, sans le savoir, à la situation congolaise. Le mécanisme est celui du ratio de dépendance à une autre échelle : un instrument de mesure qui paraît neutre transporte une hypothèse implicite, et cette hypothèse défavorise systématiquement les cas atypiques.

Ce qu’il faudrait mesurer

Trois conclusions me semblent tenir, et je les donne dans l’ordre où elles engagent le lecteur, de la plus technique à la plus politique.

La première est méthodologique et n’a rien de radical. Le ratio de dépendance par âge gagnerait à être systématiquement publié à côté de sa version fondée sur l’emploi, comme le sont depuis longtemps le produit intérieur brut nominal et le produit intérieur brut par habitant. Aucun des deux ne suffit, leur écart est informatif, et cet écart se calcule à partir de séries publiques et gratuites disponibles pour la quasi-totalité des pays du monde. Il ne s’agit pas d’un chantier statistique mais d’une convention de présentation.

La deuxième est diagnostique. La corrélation positive entre structure d’âge favorable et faible emploi identifie un type de situation qui n’a pas de nom dans le vocabulaire courant du développement, celle d’un pays qui a fait sa transition démographique sans faire sa transition productive. Le Gabon, le Congo et la Guinée équatoriale relèvent de ce cas. Leur problème n’est pas d’accélérer la baisse de la fécondité, largement acquise, mais de construire un appareil productif capable d’employer, ce que quinze ans de plans d’émergence n’ont pas obtenu. Les traiter avec les instruments conçus pour la République centrafricaine ou le Tchad revient à soigner une maladie par le remède d’une autre.

La troisième touche à la manière dont les objectifs se fixent. Un seuil, celui de soixante, structure une part importante de la discussion sur l’avenir démographique du continent. Il a été établi à partir d’une régularité observée dans des économies où l’âge actif et l’emploi coïncidaient, ce qui n’est le cas d’aucun des pays étudiés ici. Rien n’oblige à l’abandonner, mais beaucoup incite à cesser de le traiter comme une frontière au-delà de laquelle un mécanisme se déclencherait. Il n’y a pas de fenêtre qui s’ouvre, il y a une contrainte qui se desserre lentement, de sept points de charge sur six ans, et qui laisse entière la question de ce qu’on fera de ce desserrement.

Cette remarque n’est pas un scepticisme de principe à l’égard des indicateurs, qui demeurent le seul moyen de penser des ensembles de deux cent cinquante millions de personnes. Elle porte sur un usage particulier, celui qui consiste à emprunter un chiffre construit ailleurs, dans une configuration économique différente, et à le traiter comme s’il transportait avec lui la relation causale qui lui donnait son sens d’origine. Le ratio de dépendance ne ment pas. Il répond exactement à la question qu’on lui pose, celle de la structure par âge. La difficulté commence quand on lui prête une réponse à une autre question, celle de savoir combien de personnes vivent du travail de combien d’autres, à laquelle il n’a jamais prétendu répondre.

Note méthodologique

Données de population. Nations unies, Département des affaires économiques et sociales, Division de la population, World Population Prospects, révision 2024, fichiers de population par âge détaillé et par sexe, agrégés en quatre classes. Les valeurs jusqu’en 2023 sont des estimations, celles de 2024 à 2030 des projections en variante moyenne, conditionnelles aux hypothèses de fécondité, de mortalité et de migration de la Division de la population. Elles ne sont pas des observations.

Périmètre. Sous-région Afrique centrale au sens de la classification M49 des Nations unies : Angola, Cameroun, Congo, Gabon, Guinée équatoriale, République centrafricaine, République démocratique du Congo, Sao Tomé-et-Principe, Tchad. Six de ces neuf pays sont membres de la CEMAC, laquelle couvre 30,2 % de la population de l’ensemble ainsi défini, la République démocratique du Congo n’en étant pas membre.

Taux d’emploi. Estimations modélisées du Bureau international du travail pour 2024, reprises par la Banque mondiale sous l’indicateur SL.EMP.TOTL.SP.ZS, rapportées à la population de quinze ans et plus. Sao Tomé-et-Principe est exclu des calculs qui les mobilisent, faute de valeur publiée.

Ratio de dépendance économique. Population totale moins population employée, divisée par la population employée, multipliée par cent. La population employée est estimée en appliquant le taux d’emploi à la population de quinze ans et plus, ce qui suppose que ce taux s’applique uniformément aux tranches d’âge qui la composent et surestime donc légèrement l’emploi des plus de soixante-cinq ans.

Tests statistiques. Corrélations de Pearson et de Spearman calculées sur les huit pays disposant des deux séries, valeurs de 2024. Ratio par âge et taux d’emploi : r égale 0,776, p égale 0,024 ; rho égale 0,786, p égale 0,021. Ratio par âge et ratio économique : r égale moins 0,400, p égale 0,327. La taille de l’échantillon impose de lire ces résultats comme des ordres de grandeur et non comme des estimations de précision.

Indice de dissimilarité. Otis Dudley Duncan et Beverly Duncan, « A Methodological Analysis of Segregation Indexes », American Sociological Review, vol. 20, n° 2, 1955. Demi-somme des écarts absolus entre les parts de chaque classe d’âge dans les deux entités comparées, exprimée en points de pourcentage.

Autres références. David E. Bloom et Jeffrey G. Williamson, « Demographic Transitions and Economic Miracles in Emerging Asia », The World Bank Economic Review, vol. 12, n° 3, 1998, p. 419-455. Nathan Keyfitz, « On the Momentum of Population Growth », Demography, vol. 8, n° 1, 1971.