Achats en ligne et produits de lecture au Brésil : des écarts de revenu et de territoire à deux niveaux

Où apparaissent les différences d’achat en ligne

Les estimations de TIC Domicílios 2024 au Brésil montrent un écart entre zones urbaines et rurales plus important pour la participation aux achats en ligne que pour l’achat de livres, magazines ou journaux parmi les personnes qui achètent déjà en ligne. Le premier écart est de 18,5415 points de pourcentage ; le second, de 5,1329 points. Ces comparaisons sont descriptives et portent sur deux indicateurs de dénominateurs différents. Elles n’établissent pas qu’un obstacle importe davantage qu’un autre, ni que sa suppression entraînerait une hausse déterminée des achats de produits de lecture. Leur intérêt est de séparer la participation à un canal de vente de la composition des achats effectués par ce canal.

Pour le secteur de l’édition, cette distinction change la question posée. Une personne qui n’achète rien en ligne et une personne qui y achète d’autres produits sans déclarer de livres, magazines ou journaux se trouvent toutes deux hors de la catégorie étudiée. Leurs situations observées sont néanmoins différentes. L’enquête permet de les décrire à l’échelle de groupes, sans en identifier les raisons. Cette étude compare les estimations officielles selon la zone urbaine ou rurale, le revenu du ménage et les grandes régions. Elle conserve les marges d’échantillonnage séparées de la source, sans convertir les différences en conclusions sur l’intérêt individuel pour la lecture. Les mesures concernent une période de douze mois, non une participation au cours de la vie ou un parcours d’achat suivi dans le temps.

Une population d’internautes âgés d’au moins dix ans

La population cible de l’enquête est constituée des personnes de dix ans et plus résidant au Brésil dans des logements privés permanents. Elle comprend les zones urbaines et rurales. Ce périmètre ne doit être confondu ni avec les seuls adultes, ni avec tous les habitants indépendamment de leurs conditions de logement, ni avec les ménages considérés comme unités acheteuses. L’unité représentée par ces indicateurs est la personne. Les caractéristiques du ménage, telles que le revenu et la localisation, servent à classer cette personne ; elles ne transforment pas le pourcentage publié en proportion de ménages achetant un produit. Cela compte notamment lorsque plusieurs résidents partagent des ressources ou effectuent des achats pour les autres membres du ménage.

Les internautes sont les personnes ayant utilisé Internet au moins une fois durant les trois mois précédant l’entretien. H2 ne prend donc pas pour dénominateur toutes les personnes de dix ans et plus. Celles qui ne répondent pas à la définition d’utilisateur récent sont exclues des deux indicateurs examinés. La période d’achat de douze mois et le filtre d’usage d’Internet de trois mois remplissent des fonctions distinctes ; ils ne doivent pas être ramenés à une même fenêtre temporelle. Les entretiens se sont déroulés de mars à août 2024. Les questions d’achat portent ainsi sur les douze mois précédant chaque entretien, et non sur un registre commun des transactions de janvier à décembre. Elles décrivent la population représentée dans cette édition, sans recenser toutes les ventes en ligne d’une année civile.

Deux indicateurs aux dénominateurs emboîtés

H2 demande si l’internaute a acheté ou commandé des produits ou services en ligne au cours des douze mois précédents, même lorsque le paiement n’a pas été effectué en ligne. Les réponses positives incluent donc les commandes en ligne payées par un autre canal. Le dénominateur comprend tous les internautes du sous-groupe concerné ; il n’est pas limité aux seules réponses Oui et Non après exclusion des autres modalités. À l’échelle nationale, la proportion positive publiée est de 46,1460 %, avec une marge d’échantillonnage à 95 % de 2,4170 points. Il s’agit d’achats en ligne au sens large, sans restriction au commerce du livre ou à l’édition numérique.

L’indicateur publié H3 part des internautes ayant déclaré un achat ou une commande en ligne. Il porte sur les catégories de produits achetés ; celle qui nous intéresse réunit livres, magazines et journaux. Au niveau national, son estimation est de 21,1243 %, avec une marge de 3,9378 points. Il serait incorrect d’en faire la proportion de tous les internautes brésiliens achetant ces produits en ligne. La documentation comporte aussi un piège de numérotation : l’indicateur publié H3 correspond à la question H5, item I, du questionnaire. La question H3 du questionnaire traite, elle, des raisons de ne pas acheter. La vérification du libellé et du filtre, plutôt qu’un rapprochement mécanique des numéros, confirme que la question sur les catégories s’adresse uniquement aux acheteurs de H2. Plusieurs réponses sont possibles ; les parts des catégories n’ont donc pas à totaliser cent.

Un écart urbain-rural plus grand pour les achats en général

Parmi les internautes urbains, la proportion ayant acheté en ligne est estimée à 48,1888 %, avec une marge de 2,7592 points. En zone rurale, l’estimation correspondante est de 29,6473 %, avec une marge de 5,5525 points. La soustraction du rural à l’urbain donne l’écart descriptif H2 de 18,5415 points. Chaque groupe conserve la même définition d’usage récent d’Internet. La comparaison ne porte pas sur tous les habitants urbains face à tous les habitants ruraux. Elle ne corrige pas non plus les différences de répartition par âge, revenu du ménage, niveau d’études ou autres caractéristiques. Ces différences de composition font partie du contraste observé, sans être isolées par le calcul.

Parmi les acheteurs en ligne, l’estimation pour les livres, magazines ou journaux est de 21,4876 % en zone urbaine, avec une marge de 4,0967 points ; elle est de 16,3547 % en zone rurale, avec une marge de 7,1709 points. L’écart H3 est donc de 5,1329 points. Son ampleur numérique plus faible constitue le constat descriptif central, mais les deux écarts ne mesurent pas des pertes successives dans une population fixe commune. Les acheteurs ruraux forment un sous-ensemble sélectionné des internautes ruraux, comme les acheteurs urbains parmi les internautes urbains. De plus, la marge de l’estimation rurale pour la catégorie est large. Il est essentiel de l’afficher avec l’estimation ponctuelle. Aucun test présenté ici n’établit que la différence entre les deux écarts urbains-ruraux est statistiquement distincte de zéro.

Une forte progression des achats en ligne selon le revenu du ménage

Pour les internautes dont le ménage dispose d’un revenu mensuel d’un salaire minimum au plus, H2 atteint 23,0957 %, avec une marge de 3,2029 points. L’estimation est de 40,5338 % ± 4,6044 points entre plus d’un et deux salaires minimums, de 55,7145 % ± 5,9047 entre plus de deux et trois, et de 58,7409 % ± 6,8339 entre plus de trois et cinq. Les deux tranches supérieures affichent 71,1905 % ± 8,5896 pour plus de cinq à dix salaires minimums, et 80,8063 % ± 12,0574 au-delà de dix. Les estimations ponctuelles augmentent dans les six tranches de revenu positif publiées, tandis que les marges s’élargissent en haut de la distribution.

L’écart entre la tranche la plus élevée et celle d’un salaire minimum au plus est de 57,7106 points de pourcentage. En choisissant plutôt la tranche de plus de cinq à dix salaires minimums, l’écart est de 48,0948 points. Ces comparaisons décrivent les achats en ligne parmi les internautes récents ; aucune n’estime l’effet causal d’un revenu supplémentaire. Les tranches utilisent le revenu mensuel total des membres du ménage, non le salaire personnel, le revenu disponible ou un revenu corrigé de la taille du ménage. Des personnes de ménages de tailles différentes peuvent donc appartenir à la même tranche avec des ressources par personne différentes. Les catégories sans revenu, revenu inconnu et absence de réponse sont conservées séparément dans le tableau complet. Elles ne sont ni fusionnées avec la tranche positive la plus basse ni imputées à zéro.

La catégorie de lecture n’augmente pas à chaque tranche de revenu

Sous condition d’achat en ligne, l’estimation pour les livres, magazines ou journaux est de 9,4046 % ± 3,1843 points dans la tranche d’un salaire minimum au plus. Elle est de 15,7935 % ± 6,2847 entre plus d’un et deux salaires minimums, de 20,6989 % ± 9,8090 entre plus de deux et trois, puis de 30,5067 % ± 10,7519 entre plus de trois et cinq. Dans les deux tranches supérieures, les estimations sont de 29,5509 % ± 11,3651 et 29,1111 % ± 16,4446. Contrairement aux estimations ponctuelles H2, cette suite n’augmente pas à chaque étape. Les différences entre tranches supérieures sont faibles au regard de leurs marges publiées séparément, mais ce constat ne remplace pas une comparaison formelle.

La soustraction de la tranche la plus basse à la plus haute donne un écart conditionnel descriptif de 19,7065 points. La comparaison de la tranche de plus de cinq à dix salaires minimums avec la plus basse donne 20,1463 points. Ces deux écarts sont numériquement inférieurs aux contrastes H2 correspondants. Cela n’établit pas une relation universelle entre revenu et achats littéraires, ni une demande moindre dans le groupe le plus aisé que dans les groupes voisins. La seule marge H3 de la tranche la plus élevée atteint 16,4446 points, et la catégorie regroupe plusieurs produits. Un classement précis exagérerait la résolution offerte par ces estimations. Une synthèse prudente souligne le contraste général entre acheteurs à faible revenu et tranches supérieures, en conservant l’incertitude et sans affirmer que toute hausse successive du revenu modifie la probabilité d’achat.

Les régions apportent du contexte, pas un classement

Les estimations régionales H2 sont de 53,8735 % ± 5,7078 points dans le Sud-Est, 34,3257 % ± 3,1615 dans le Nord-Est, 55,4991 % ± 5,1765 dans le Sud, 35,5374 % ± 4,0568 dans le Nord et 36,1552 % ± 4,5584 dans le Centre-Ouest. Elles apportent un détail géographique aux résultats nationaux et urbains-ruraux. Chaque région comprend des habitants urbains et ruraux, ainsi que des répartitions différentes des revenus et caractéristiques démographiques. Le découpage régional n’est donc pas une explication indépendante des différences territoriales ou de revenu. Les tableaux ne fournissent pas d’ajustement conjoint permettant de démêler ces classifications qui se recoupent.

Pour les livres, magazines ou journaux parmi les acheteurs en ligne, les estimations correspondantes sont de 22,2645 % ± 7,1411 points dans le Sud-Est, 19,9132 % ± 4,5550 dans le Nord-Est, 21,8440 % ± 5,8863 dans le Sud, 14,5987 % ± 5,4505 dans le Nord et 20,2591 % ± 6,6908 dans le Centre-Ouest. Les estimations ponctuelles occupent une plage plus resserrée que celles de H2, mais l’étude n’en déduit pas un ordre certain des taux dans la population. Une stratégie éditoriale fondée sur un classement de ces proportions conditionnelles nécessiterait d’autres éléments. L’enquête fournit un contexte descriptif large, et non des estimations propres à une ville, un circuit de livraison, un distributeur ou une maison d’édition. Présenter les cinq régions est plus instructif que retenir seulement la paire la plus contrastée.

Acheter des produits de lecture n’équivaut pas à lire

La catégorie H3 porte explicitement sur les livres, magazines ou journaux. L’indicateur sélectionné ne permet pas de séparer ces produits. Les résultats n’indiquent pas si le profil selon le revenu ou la localisation provient surtout des livres, des périodiques ou de leur combinaison. Ils ne distinguent pas davantage les formats imprimés et numériques, la fiction et les autres textes, les romans et les autres livres, ou un genre particulier. Parler d’adoption du livre numérique ou de demande de romance remplacerait le résultat observé par un résultat non mesuré. Le libellé exact doit donc figurer dans les tableaux, les graphiques et les résumés, et non être relégué à une note méthodologique finale.

La participation aux achats se distingue également des dépenses, des quantités et des pratiques de lecture. L’achat d’un seul article et l’achat de plusieurs peuvent chacun produire une réponse positive à la catégorie. L’article peut être destiné à quelqu’un d’autre ; l’indicateur ne montre pas que l’acheteur l’a lu. Emprunter des livres, utiliser les collections des bibliothèques, lire des ouvrages déjà possédés ou consulter des contenus gratuits peut se faire sans achat admissible. Inversement, une personne sans achat en ligne dans cette catégorie peut acheter les mêmes produits hors ligne. L’étude ne classe donc pas les non-acheteurs comme non-lecteurs ou comme personnes indifférentes à la littérature. Elle décrit la participation aux achats par un canal particulier, en complément de travaux sur la fréquence de lecture ou sur la concentration des dépenses, mais sans s’y substituer.

Pourquoi conserver 2024 comme année commune

Une édition plus récente de l’enquête ne fournit pas automatiquement une observation plus récente pour chaque indicateur. L’index TIC Domicílios 2025 comporte H2 sur les achats en ligne, mais pas le tableau H3 de catégories de produits utilisé ici. Surtout, le rapport officiel de collecte de 2025 explique que la rotation des modules a produit un module de commerce électronique réduit, limité à la question sur l’achat de produits ou services en ligne. Le questionnaire de 2025 confirme cette organisation : le module comporte H2 sans la question sur les catégories. Le choix de l’année repose ainsi sur une documentation positive du dispositif, et non simplement sur l’impossibilité de trouver une page web.

Pour examiner les deux mesures ensemble, 2024 est la dernière édition vérifiée qui les contient toutes deux. Associer H2 de 2025 à H3 de 2024 relierait la participation d’une période à la composition des achats d’une autre, sans établir la stabilité de cette dernière. Une telle combinaison ne répondrait pas à une comparaison au sein d’une même édition et pourrait masquer la rotation du module. L’étude conserve donc 2024 pour les deux indicateurs et n’avance aucune évolution annuelle. Les sources ont été vérifiées le 30 octobre 2026 : c’est la date de consultation, non la période des achats déclarés. Cette distinction explique pourquoi une analyse récente mobilise une année antérieure et quelles observations seraient nécessaires pour une future actualisation appariée.

Des marges issues du plan de sondage

TIC Domicílios repose sur un échantillon probabiliste stratifié en grappes à trois degrés : sélection d’unités primaires construites à partir des secteurs de recensement, sélection des ménages, puis sélection des résidents. Le rapport méthodologique décrit 88 strates. Les poids reflètent les probabilités de sélection, les corrections de non-réponse et le calage sur les estimations démographiques de PNAD Contínua. Le calage individuel peut prendre en compte le sexe, l’âge, la zone, les strates, la situation d’activité et le niveau d’études. Les estimations ne peuvent donc pas être traitées comme de simples pourcentages non pondérés d’un échantillon aléatoire indépendant à probabilités égales. Pondération et regroupement font partie intégrante des résultats, et ne sont pas des raffinements facultatifs ajoutés ici.

Pour les estimations individuelles, le producteur utilise 200 jeux de poids de réplication respectant le plan de sondage. Les marges publiées correspondent à un niveau de confiance de 95 % et valent 1,96 fois l’erreur-type estimée. L’article conserve ces marges en points de pourcentage pour chaque proportion affichée. Le rapport de collecte mentionne des entretiens dans 23 856 ménages de 634 communes, dont 21 170 ménages avec des entretiens individuels TIC Domicílios, les autres relevant de TIC Kids Online Brasil. Aucun de ces totaux n’est l’effectif non pondéré d’un sous-groupe H2 ou H3. Utiliser le nombre global d’entretiens pour reconstituer la marge des ruraux ou d’une tranche aisée ignorerait les filtres et le plan de sondage. La collecte commune ne change pas le périmètre des dix ans et plus des indicateurs étudiés.

Ce que les calculs laissent volontairement ouvert

Les contrastes arithmétiques soustraient le pourcentage publié d’un sous-groupe de celui d’un autre pour un même indicateur. Les valeurs sources sont conservées à quatre décimales pour la vérification, même si un résumé peut se limiter à une décimale. Les marges séparées concernent les estimations initiales, non une soustraction, un rapport ou une différence entre écarts. Quantifier l’incertitude de ces résultats dérivés demanderait les informations conjointes du sondage, notamment les covariances. Les tableaux seuls ne les fournissent pas. Aucun test de significativité n’est donc revendiqué pour les contrastes urbains-ruraux ou de revenu ; le chevauchement éventuel des intervalles séparés n’est pas utilisé comme test de remplacement.

Aucune proportion conjointe d’achat n’est calculée en multipliant H2 par H3. Le filtrage définit des populations conceptuellement emboîtées, mais publier une estimation dérivée assortie d’incertitude demanderait encore de vérifier la compatibilité des pondérations, des numérateurs et des informations conjointes du plan. Cette quantité supplémentaire n’est pas nécessaire à la question descriptive traitée. Les deux indicateurs ne sont pas non plus interprétés comme une décomposition causale entre obstacles d’accès et préférences. La sélection des acheteurs peut modifier la composition de la population conditionnelle. Livraison, moyens de paiement, prix et goûts peuvent faire l’objet d’autres études, mais ces deux tableaux n’identifient pas leurs effets séparés. La conclusion restreinte reste utile parce qu’elle se rattache aux différences mesurées entre groupes, sans prétendre expliquer leur origine.

Un dossier réutilisable d’estimations, de définitions et de limites

La table agrégée jointe contient les 34 estimations sélectionnées : total national, zones urbaine et rurale, cinq régions et neuf modalités de revenu, pour chacun des deux indicateurs. Chaque estimation conserve sa marge source et sa position dans le classeur. Le fichier des contrastes descriptifs présente la comparaison urbaine-rurale et les deux comparaisons précisées entre revenus supérieurs et tranche la plus basse, sans statistiques inférentielles supplémentaires. Le script reconstruit les calculs à partir de l’extrait agrégé publié et vérifie l’empreinte de l’archive source figée lorsqu’une extraction originale est demandée. Les classeurs restent accessibles auprès du producteur ; ils ne sont pas redistribués dans les téléchargements de l’étude. Aucun enregistrement individuel de répondant n’est inclus.

Le rapport méthodologique précise qu’un tiret désigne une non-réponse à l’item et qu’un zéro arrondi ne prouve pas l’absence de réponses. Les cellules retenues sont numériques, mais l’absence d’une règle explicite de masquage des petits effectifs dans les documents examinés ne garantit pas la précision de chaque sous-groupe. Les catégories de revenu inconnu et de non-réponse ont des marges particulièrement larges et doivent rester visibles. Les métadonnées propres au jeu de données placent les tableaux sous CC BY 4.0, distincte de la mention CC BY-SA du pied de page du site. Une réutilisation doit créditer NIC.br, renvoyer vers la licence applicable et signaler la sélection et les calculs comme modifications. Le dossier permet une conclusion limitée et vérifiable : les contrastes observés pour les achats en ligne sont numériquement plus grands que les contrastes conditionnels correspondants pour la catégorie de lecture, sans démonstration causale ni test de significativité de cette comparaison.

Données et téléchargements

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Dénominateur : internautes récents de 10 ans et plus résidant dans des logements privés permanents. Source : NIC.br, TIC Domicílios 2024, version 1.1. Les marges d’échantillonnage à 95 % sont séparées, et ne sont pas les erreurs des contrastes. Le revenu est le revenu mensuel total du ménage.

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Dénominateur distinct : internautes récents de 10 ans et plus ayant acheté ou commandé en ligne dans les douze mois précédents. Source : NIC.br, TIC Domicílios 2024, version 1.1. Les marges d’échantillonnage à 95 % sont séparées, et ne sont pas les erreurs des contrastes. Le revenu est le revenu mensuel total du ménage.

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Achats : 12 derniers mois. Usage d’Internet : 3 derniers mois. Dénominateurs différents. Les marges ne testent pas les écarts entre groupes ou panneaux. 2024 est la dernière paire vérifiée ; le module 2025 contient uniquement H2. Source : NIC.br / Cetic.br, TIC Domicílios 2024, tableaux H2 et H3 (v1.1). Alisson Bento.

Données et méthode

Notre méthode de calcul

1. Analyse descriptive secondaire des proportions et marges officielles NIC.br H2/H3, version 1.1. Personnes de 10 ans et plus résidant dans des logements privés permanents ; usage récent d’Internet dans les trois mois précédents.
2. L’indicateur publié H3 correspond à la question H5, item I, limitée aux acheteurs de H2. Les achats sur douze mois comprennent les commandes en ligne même payées hors ligne.
3. Conservation des 34 proportions agrégées sélectionnées et de leurs marges séparées à 95 % ; différences calculées à partir des valeurs sources sans arrondi supplémentaire. Aucune inférence sans covariance ni multiplication des pourcentages emboîtés.
4. 2024 est la dernière paire vérifiée : le module tournant de commerce de 2025 contient uniquement la participation aux achats.
5. Sondage probabiliste stratifié à trois degrés, poids calés et incertitude individuelle calculée avec 200 réplications ; les marges valent 1,96 fois les erreurs-types tenant compte du plan.

Sources originales

1. TIC Domicílios 2024 individual tables and dataset license

   Tableaux individuels TIC Domicílios 2024 et licence du jeu de données : proportions, totaux et marges, version 1.1. Jeu de données explicitement sous CC BY 4.0.

   Consulté le 30 octobre 2026

2. H2: online purchasing among Internet users

   H2, achats en ligne parmi les internautes : utilisateurs récents de 10 ans et plus ; achats ou commandes dans les douze mois précédents.

   Consulté le 30 octobre 2026

3. H3: product categories among online purchasers

   H3, catégories de produits parmi les acheteurs en ligne : livres, magazines OU journaux ; dénominateur limité aux acheteurs en ligne.

   Consulté le 30 octobre 2026

4. 2024 methodological report

   Rapport méthodologique 2024 : population résidant dans des logements privés permanents, sondage à trois degrés, calage, 200 réplications et marges à 95 % ; pages imprimées 31 à 41.

   Consulté le 30 octobre 2026

5. 2024 questionnaire

   Questionnaire 2024 : filtre d’achat H2 ; l’indicateur publié H3 correspond à H5, item I, et non à la question H3 du questionnaire.

   Consulté le 30 octobre 2026

6. 2024 collection report

   Rapport de collecte 2024 : terrain de mars à août et effectifs de collecte, qui ne sont pas les bases des sous-groupes.

   Consulté le 30 octobre 2026

7. 2025 collection report

   Rapport de collecte 2025 : le module de commerce réduit contient uniquement la question sur les achats en ligne ; H3 apparié est absent.

   Consulté le 30 octobre 2026

8. 2025 questionnaire

   Questionnaire 2025 : le module de commerce contient seulement H2 ; confirmation de l’absence d’actualisation appariée des catégories.

   Consulté le 30 octobre 2026

9. Creative Commons Attribution 4.0

   Creative Commons Attribution 4.0 : licence applicable indiquée par les métadonnées du jeu de données ; attribution, lien de licence et mention des modifications requis.

   Consulté le 30 octobre 2026