Mortalité infanto-juvénile en république centrafricaine.

Conclusion

L'objectif de ce chapitre était de présenter le cadre conceptuel de l'étude. Aussi, une analyse descriptive de certaines variables pertinentes des échantillons traités a été réalisée. Deux sections ont rendu possible l'atteinte de cet objectif, d'abord la première section où il a été question de présenter le cadre conceptuel notamment le modèle de production de la santé des enfants ainsi que celle de la New Home Economics (NHE). La seconde section quant à elle s'est appesantie sur la présentation des statistiques descriptives des variables d'intérêt suivie de la justification du choix des variables. Le chapitre suivant quant à lui sera donc consacré à l'identification des déterminants empiriques de la mortalité infanto-juvénile puis à l'interprétation des résultats qui vont déboucher sur des recommandations en termes de politiques économiques.

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Chapitre 4 : Les déterminants de la mortalité infanto-juvénile

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Après avoir présenté la problématique et le contexte de l'étude ainsi que la méthodologie utilisée, le présent chapitre se propose d'analyser à l'aide de la méthode de régression logistique binaire les déterminants de la mortalité infanto-juvénile en RCA en 2006 et en 2010 en regroupant ces déterminants en deux grands groupes de facteurs : internes et externes au ménage. Dans cette optique, une analyse et une interprétation des résultats économétriques seront faites (section 1) et des recommandations de politique économique (section 2) pour étayer la lanterne des autorités publiques.

Section 1 : L'analyse et les interprétations des résultats économétriques

L'objectif de cette section est de présenter les résultats issus de l'analyse économétrique plus précisément du logit et ensuite les interpréter. Pour cela, deux estimations ont été faites à partir des deux bases de données MICS (2006 et 2010) afin de ressortir les déterminants de la mortalité des enfants de moins de 5 ans. Les données ont été compilées grâce aux logiciels SPSS 20 et STATA 12.

1.1. La contribution des facteurs internes au ménage

Il est question ici de chercher de manière empirique à savoir davantage sur les facteurs explicatifs de la mortalité des enfants. Les résultats obtenus sont analysés suivant l'effet des variables explicatives sur la variable dépendante. Ainsi, les résultats du tableau 6 révèlent que la plupart des variables relatives aux facteurs internes au ménage retenues dans le cadre de cette étude sont pertinentes pour analyser les déterminants de la mortalité infanto-juvénile en RCA.

Premièrement, l'âge de la mère à la naissance a un effet très significatif sur le risque de décès des enfants de moins de 5 ans en RCA en 2006 et en 2010. Ceci étant, les enfants nés des mères âgées de 25 à 34 ans et de 35 à 49 ans voient leurs risques de décéder augmenter respectivement de 19,7% et 35% en 2006 et respectivement de 29,1% et 43,2% en 2010 par rapport à leurs congénères dont les mères sont âgées de 15 à 24 ans. Ces résultats se vérifient uniquement pour les mères issues de la tranche d'âge 34-49 ans car tout comme Barbieri (1991) et Bels (1965), les mères ayant un âge plus avancé ont plus d'enfants et exposent ces derniers à de risques de décès élevés à cause des malformations congénitales, des syndromes d'épuisement et des risques de diminution de protection du lait maternel. Cependant, le

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résultat inattendu est celui des mères âgées de 25 à 34 ans car plusieurs études dont celle de Barbieri (1991) montrent que le risque de décès des enfants est moins élevé pour les enfants nés des mères dont l'âge se trouve dans la tranche 25-34 ans parce qu'on estime qu'une mère qui se situe dans cette tranche d'âge jouit d'une maturité physiologique, physique et comportementale donc susceptible de mettre au monde un enfant sans trop de difficulté et de bien l'entretenir.

Deuxièmement, l'éducation de la mère a une influence significative sur la mortalité infanto-juvénile en 2010, tandis qu'en 2006 elle est non significative. Ainsi pour l'année 2010, les risques de décès des enfants de moins de 5 ans dont leurs mères ont atteint un niveau d'instruction primaire diminuent par rapport à ceux nés des mères n'ayant aucun niveau d'instruction. Les effets marginaux indiquent qu'une variation d'une année d'instruction primaire des mères réduit le taux de mortalité infanto-juvénile de 0,02 point, toutes choses étant égales par ailleurs. Ce résultat est attendu et confirme celui de Lachaud (2001), lorsqu'il estime à travers la méthode de Tobit l'effet de l'éducation de la mère sur la probabilité de décès des enfants de moins de 5 ans aux Comores. Lorsque la future mère fait ses études, elle a tendance à différer la date de sa première conception (Cleland et Van Ginneken, 1988). Cela peut constituer un facteur important quand on sait que les naissances issues de mères âgées de moins de 20 ans présentent des risques plus élevés de décès que celles des mères âgées de 20 à 34 ans. Les mères instruites ont, plus que celles qui ne le sont pas, tendance à utiliser les services de médecine moderne aussi bien pour la prévention que pour les soins curatifs en cas de maladie. Cette tendance a été démontrée dans plusieurs grandes régions du monde en développement (Cleland et Van Ginneken, 1988 ; Elo, 1992). On estime qu'une femme instruite utilise plus fréquemment l'ensemble des soins prénataux requis, recourt plus souvent à un centre de santé pour son accouchement et procède mieux à la vaccination de ses enfants.

Troisièmement, le statut matrimonial de la mère a un impact très significatif (seuil de 1%) sur le risque de décès des enfants de moins de 5 ans en 2010 tandis qu'en 2006, cette variable crée la multicolinéarité ce qui a conduit à son omission. Cet état de fait signifie que les enfants nés des mères mariées ou vivant en union enregistrent une diminution de 13,3% de leurs risques de décéder par rapport à leurs congénères dont les mères ne sont pas mariées ou vivant seules. Ce résultat est attendu car on estime que les enfants dont les parents sont mariés ou vivent ensemble ont plus de chance d'être pris en charge par rapport à ceux appartenant à des familles monoparentales (c'est-à-dire des mères célibataires, divorcées, veuves ou séparées). D'autres études effectuées ailleurs montrent que le taux de mortalité est beaucoup

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plus élevé chez les enfants des mères célibataires que chez ceux des mères mariées, il s'agit plus souvent de la surmortalité de 50% ou plus. Les données de l'enquête sur la mortalité infantile et infanto-juvénile réalisées à Yaoundé (EMIJY) montrent plutôt une surmortalité de 70%.

Quatrièmement, l'allaitement maternel affecte significativement les risques de décès des enfants de moins de 5 ans pour les deux années d'étude. Les enfants allaités enregistrent une diminution de leurs risques de décès par rapport à ceux qui ne sont pas allaités. Cette diminution ou baisse de risques de décès va de 8,1% en 2006 à 11,9% en 2010, cette tendance à la baisse des risques de décès laisse penser que les mères commencent à prendre conscience du rôle important du lait maternel dans la santé nutritionnelle des enfants. Ce résultat aussi est attendu. L'allaitement maternel au cours de la période post-natale est très important pour le développement physique et psychologique de l'enfant. Les spécialistes en nutrition présentent le lait maternel comme la meilleure boisson pour le nourrisson car en plus de son caractère hygiénique, il contient une proportion assez élevée de substances nutritionnelles requises pour la croissance de l'enfant. De même, du fait de sa consistance, il procure au nourrisson une immunité contre différentes maladies qui l'assaillent, surtout celles des appareils respiratoires et digestifs (Akoto, 1993). Selon l'UNICEF repris par Rakotondrabe (1996), un enfant alimenté avec le lait maternel est moins malade et atteint difficilement la malnutrition qu'un enfant nourri au biberon et avec d'autres aliments. Ainsi, si tous les bébés étaient nourris exclusivement au sein maternel jusqu'à l'âge de six mois, il serait possible d'éviter le décès de plus d'un million d'enfants chaque année dans le monde.

Cinquièmement, le rang de naissance de l'enfant affecte très significativement (seuil de 1%) les risques de décès des enfants de moins de 5 ans en 2006 alors que cette variable est non significative en 2010. Les résultats du tableau 6 montrent que les risques de décès baissent lorsque les enfants sont nés entre la deuxième et la troisième position et augmentent lorsque ceux-ci viennent entre la quatrième et la sixième position. La baisse des risques de décès des enfants nés entre la 2^ème et la 3^ème position est respectivement de 6% et l'augmentation des risques de ceux nés entre la 4^ème et 6^ème position est de 10,6% ce qui corrobore dans les deux cas les résultats trouvés pour l'âge de la mère à l'accouchement, car plus la femme a un âge avancé, plus elle met beaucoup d'enfants au monde. Masuy Stroobant (1986) s'inscrit dans cette même logique en estimant que l'attention accordée par la mère aux enfants diminue considérablement avec le rang de naissance de ceux-ci. Cette diminution provient du surcroît de charge occasionné par une famille relativement nombreuse. De plus, les enfants nés à la

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première position sont généralement issus d'un accouchement à un âge précoce de la mère et sont donc exposés à une insuffisance pondérale ou à une prématurité (Venkatacharya, 1986).

Sixièmement, l'éducation du conjoint a un effet très significatif (seuil de 1%) sur les risques de décès des enfants de moins de 5 ans en 2006, alors qu'elle est non significative en 2010. En 2006, les risques de décès des enfants dont leurs pères ont un niveau d'instruction primaire, secondaire et plus diminuent par rapport à ceux de leurs congénères dont les pères n'ont aucun niveau. Les effets marginaux indiquent qu'une variation d'une année d'instruction primaire et secondaire des pères réduit le risque de décès des enfants de moins de 5 ans respectivement de 0,06 et de 0,07 point, toutes choses étant égales par ailleurs. Par le même mécanisme que chez la mère, le niveau d'instruction du père peut également avoir un effet sur la mortalité des enfants. Dans une étude menée par Akoto et Tabutin (1987) dans six pays africains, il s'est avéré que dans l'ensemble, la mortalité baisse avec l'instruction du père. A Bobo Dioulasso (au Burkina Faso) par exemple, le niveau d'instruction du père s'est révélé comme premier facteur déterminant de la survie des enfants (Banza, 1993) pour la simple raison qu'en Afrique subsaharienne, la prise de décision en ce qui concerne les questions relatives à la famille est reconnue comme étant une prérogative du père. Le rapport de l'EDS du Burkina Faso (1994) souligne fort bien que les hommes, surtout les hommes mariés, ont un rôle considérable dans la prise de décision concernant la famille, le nombre d'enfants à avoir, etc. Lloyd et Gage-Brandon (1994) s'inscrivent dans cette dynamique et insistent dans le cas du Ghana, sur le rôle du père comme chef de famille et de ce fait, responsable des décisions majeures qui affectent la vie familiale, y compris les décisions en matière de procréation.

Septièmement, la variable religion du chef de ménage affecte significativement la mortalité infanto-juvénile en 2006 et en 2010. En effet, les enfants dont leurs pères⁴ pratiquent la religion protestante voient leurs risques de décéder baisser par rapport à ceux de leurs congénères dont les pères sont musulmans ou autres. Les effets marginaux indiquent que cette baisse des risques est de 5% et 2,3% respectivement en 2006 et 2010. Ces résultats confirment ceux trouvés par certaines études (Caldwell, 1990 ; Tabutin et al, 1999 ; Gyimah, 2002 ; Vallin et al, 2002 ; Ghuman, 2003 ; Gyimah, 2006) sous-tendant une baisse de mortalité des enfants dont les pères pratiquent la religion chrétienne (protestant et catholique) et une augmentation de celle des enfants dont les pères sont musulmans ou autres. Ceci s'explique

⁴ Généralement en Afrique, le rôle du chef de ménage est assuré par le père de la famille.

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par le simple fait que ces derniers sont toujours ancrés dans les normes traditionnelles et culturelles.

Enfin, la variable niveau de ménage pris comme un proxy du revenu des ménages a une influence significative sur la mortalité infanto-juvénile en 2010 mais non significative en 2006, c'est dire que les risques de décès des enfants augmentent lorsque les ménages sont pauvres et diminuent lorsqu'ils sont riches. Les résultats du tableau 6 montrent que les risques de décès des enfants issus des ménages moyens ou intermédiaires diminuent par rapport à ceux de leurs congénères issus des ménages pauvres. Les effets marginaux du modèle logit fixent cette diminution de risques à 3%, toutes choses étant égales par ailleurs. Ce résultat confirme celui du rapport final de l'enquête MICS 2010. Par ailleurs, la non significativité de cette variable en 2006 peut s'expliquer par le fait que le niveau de vie peut-être capté par la localisation spatiale (milieu de résidence). En effet, les tenants de l'approche économique de la mortalité infanto-juvénile associent la baisse de cette dernière aux changements observés dans les niveaux de revenu. L'amélioration du pouvoir d'achat joue un rôle majeur sur la santé des enfants à travers l'acquisition de biens et services tels que la nourriture, les vêtements et le logement favorables à la santé des enfants (Rakotondrabe, 2004). Elle amenuise le niveau de mortalité à travers une réduction de l'exposition au risque de décès d'une part, et d'autre part, à travers un accroissement des capacités de résistance (McKeown, cité par Vallin, 1989).

1.2. La contribution des facteurs externes au ménage

S'agissant des effets que peuvent avoir les facteurs externes au ménage sur la mortalité des enfants de moins de 5 ans en RCA, il ressort de l'examen du tableau 6 que certaines variables relatives auxdits facteurs expliquent le phénomène étudié tandis que d'autres ne le sont pas.

D'abord, la variable milieu de résidence a un impact significatif tant en 2006 qu'en 2010. Les enfants vivant en milieu urbain voient leurs risques de décès diminuer par rapport à ceux qui vivent en milieu rural. Les effets marginaux fixent cette diminution est de 5% et 3% respectivement en 2006 et en 2010. Les statistiques descriptives inhérentes au tableau 5 montrent la surmortalité rurale comparativement au milieu urbain coïncident avec les présents résultats. De plus, ces derniers semblent confirmés plusieurs travaux empiriques notamment ceux de Dackam (1987) ; Rakotondrabe (1996) pour l'Afrique Subsaharienne. Cette surmortalité rurale peut se justifier par le manque de personnel médical qualifié, le manque

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d'infrastructures et d'équipements sanitaires, la grande distance séparant les populations des centres de santé, au mode vie (croyances et normes), etc.

Ensuite, la variable distance du centre de santé le plus proche captant l'accessibilité des populations aux soins de santé affecte très significativement (seuil de 1%) la mortalité infanto-juvénile exclusivement en 2010 puisque celle-ci ne figure pas dans la base de 2006. D'après les résultats consignés dans le tableau 6, les risques de décès des enfants augmentent selon que la distance séparant les populations et les centres de santé est grande. Ainsi, les enfants dont leurs domiciles sont situés entre 1 et 10 kilomètres voient leurs risques de décéder augmenter de 5,3% par rapport à leurs congénères dont leurs domiciles se trouvent à moins d'un kilomètre. En effet, ces résultats sont similaires avec ceux trouvés pour le compte de la variable milieu de résidence (surmortalité rurale) car généralement en milieu rural, les infrastructures sanitaires sont rares et peu équipées alors que celles-ci sont concentrées en milieu urbain (RGPH 2003). Ce résultat conforte celui trouvé par Lavy et al, (1996).

Enfin, alors que la survenue d'épisodes morbides (toux, fièvre et diarrhée) semble avoir des effets plutôt mitigés sur la mortalité des enfants de moins de 5 ans en 2006 et en 2010, la vaccination et l'accouchement assisté ont un impact non significatif. Ainsi, en ce qui concerne les variables reconstituées pour les enfants, l'effet est ambigu. Seuls les coefficients des pourcentages des enfants qui ont eu une toux, au cours des deux semaines précédent l'enquête, possèdent une influence significative sur les taux de décès des enfants. C'est dire que les risques de décès sont plus élevés chez enfants résidant dans les régions où la proportion des enfants atteints de la toux est forte. L'augmentation des risques de décès est de 44,5% en 2006 et de 53% en 2010.

Tableau 6 : Déterminants de la mortalité infanto-juvénile en 2006 et 2010

Année

2006

2010

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Variables explicatives

Coefficient

Effets marginaux

Coefficient

Effets marginaux

Facteurs internes au ménage

Age de la mère 25-34 ans 35-49 ans Education de la mère	0,804 (7,60)*** 1,464 (12,48)***	0,197 (7,75)*** 0,350 (13,66)***	1,228 (18,68)*** 1,856 (27,08)***	0,291 (19,35)*** 0,432 (30,57)***
Primaire	-0,061 (-0,64)	-0,015 (-0,64)	-0,097 (-1,58)*	-0,023 (-1,58)*
Secondaire et plus	-0,052 (-0,32)	-0,013 (-0,32)	-0,041 (-0,38)	-0,009 (-0,38)
En couple			-0,559 (-7,98)***	-0,123(-8,52)***
Statut nutritionnel
Malnutri modéré	0,057 (0,43)	0,014 (0,43)	0,028 (0,38)	0,007 (0,38)
Malnutri sévère	0,059 (0,32)	0,014 (0,32)	0,015 (0,15)	0,004 (0,15)
Allaité	-0,287 (-1,14)***	-0,069 (-1,18)***	-0,373 (-1,55)*	-0,082 (-1,66)*
Rang de naissance 2- 3^ème naissance	-0,243 (-2,64)***	-0,060 (-2,63)***	-0,015 (-0,27)	-0,004 (-0,26)
4- 6^ème naissance	0,428 (2,77)***	0,106 (2,77)***	0,067 (0,67)	0,015 (0,68)
7 et plus	0,686 (1,22)	0,170 (1,26)	0,291 (0,61)	0,070 (0,59)
Education du conjoint Primaire	-0,296 (-2,82)***	-0,066 (-2,59)***	-0,071 (-0,96)	-0,016 (-0,96)
Secondaire et plus	-0,279 (-2,71)***	-0,068 (-2,75)***	-0,099 (-1,14)	-0,023 (-1,14)
Religion du chef de ménage Protestante	-0,208 (-2,13)**	-0,051 (-2,12)**	-0,099 (-1,61)*	-0,023 (-1,88)*
Catholique	0,175 (1,22)	0,043 (1,21)	0,033 (0,37)	0,008 (0,37)
Niveau de vie
Moyen	0,041 (0,36)	0,010 (0,36)	-0,133 (1,89)*	-0,031 (-1,88)*
Riche	-0,018 (-0,15)	-0,004 (-0,15)	0,106 (1,34)	0,025 (1,33)

Facteurs externes au ménage

Urbain Distance du centre de santé^2 1-10 km Plus de 10 km Accouchement assisté^5 Vaccination4, ^5 Fièvre^3 Toux^3 Diarrhée^3	-0,215 (1,93)** 0,094 (1,03) -0,029 (-0,74) 3,971 (1,33) 1,812 (2,16)** 1,874 (0,50)	-0,053 (-1,93)** 0,023 (1,03) -0,007 (-0,74) 0,975 (1,33) 0,445 (2,16)** 0,460 (0,50)	-0,127 (-1,87)* 0,229 (3,83)*** 0,036 (0,46) 0,503 (0,91) 2,282 (1,93)** 1,027 (0,80)	-0,029 (-1,88)* 0,053 (3,84)*** 0,008 (0,46) 0,117 (0,91) 0,530 (1,93)** 0,238 (0,80)
Nombre d'observations	2470		6744
Log vraisemblance	-1580,25		-3996,14
LR chi2	227,62		1011,34
Prob >chi2	0,000		0,000
Pseudo R^2	0,0672		0,1123

(1) La variable état matrimonial a engendré une multicolinéarité pour la période 2006 ce qui a valu son omission par le logiciel stata 12 (2). La variable distance du centre de santé ne figure pas dans la base de données MICS 2006 ce qui justifie le manque de données (3). Proportion par région des enfants de moins de 5 ans parmi ceux qui sont vivants et nés 5 ans avant l'enquête qui ont eu au cours des deux dernières semaines (i) la fièvre (ii) la toux (iii) la diarrhée (4). Proportion par région des enfants de moins de 5 ans parmi ceux qui sont vivants et nés 5 ans avant l'enquête qui ont été vaccinés du BCG, de la polio, de la DTCoq et de la rougeole (5). L'introduction des variables vaccination et accouchement assisté en 2010 a provoqué la multicolinéarité d'où le manque de données

Note : les valeurs entre parenthèse représentent les t de student, (*), (**), (***) représentent respectivement les significativités au seuil de 10%, 5% et 1% La variable dépendante est la probabilité que l'enfant décède ou non avant son 5^ème anniversaire en 2006 et 2010 Cette probabilité prend la valeur 1 et 0 sinon.

Source : Auteur à partir des bases de données MICS 2006 et 2010

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A la lumière de tous ces résultats, quelques recommandations de politique économique méritent d'être formulées afin d'orienter les actions des pouvoirs publics.