Memoire Online - Les inégalités de la mortalité des enfants de moins de cinq ans selon le sexe: cas du Congo

Les propos tenus dans ce mémoire sont propres à son auteur et n'engagent en aucun cas l'Institut de Formation et de Recherche Démographique

A toutes les personnes qui ont cru en mes capacités intellectuelles et valeurs profondes ainsi qu'à ceux qui m'ont encouragé, de quelle que manière que ce soit, à poursuivre les études.

Je pense également à toutes les personnes qui luttent pour toutes les formes de discriminations sociales, en particulier celles qui sont fondées sur le sexe.

Que toutes ces personnes trouvent à travers ce modeste travail, l'expression de leur confiance, de leurs encouragements et de leur combat.

Mes remerciements s'adressent en tout premier lieu à mon directeur de mémoire, Dr Gervais BENINGUISSE, d'abord pour le sujet lui-même qui a réveillé ma première intention de traiter les risques de mortalité chez les enfants de moins de cinq ans, ensuite pour les orientations d'ordre méthodologique, mais également pour l'attention qu'il m' a accordé chaque fois que nous avons eu besoin de le rencontrer.

Nous remercions le Dr ONDOUA OWOUTOU pour la lecture attentive et informée qu'il a faite de notre travail.

Nos remerciements vont également à l'endroit de tous les enseignants de l'IFORD qui ont donné le meilleur d'eux-mêmes pour que nous soyons bien formés. Nous pensons particulièrement à Monsieur MINCHE Honoré qui a accepté de lire ce travail malgré ces multiples occupations.

Ce travail qui marque la fin de deux ans d'études a bénéficié du financement conjoint du Centre Hospitalier et Universitaire de Brazzaville (C.H.U.B) et du gouvernement Congolais. Qu'ils soient ici vivement remerciés respectivement à travers son Directeur général, le Colonel Ignace NGAKALA et le ministre de l'enseignement supérieur, le Dr Henri OSSEBI.

Nos vifs remerciements s'adressent aussi aux messieurs EKAMA Raphael, GANONGO Joseph, GAKALA Bernard, ELENGA Bernard, ONDELE NGOLI Anicet, MBAN ELIE Nazaire, KANGA Philippe, Chancel LIKOUKA, Audrey NTOUNDA et Achille MONGO pour leurs contributions et conseils.

Nos remerciements vont aussi à l'endroit des personnes ci-après : Mr NGOTENI et Madame, FONKOU Laure, MAFO Elise, Mme MOTSEBO Véronique pour leur aide multiforme dont il nous manque les mots pour qualifier.

Enfin je remercie tous les condisciples de la 27^ème promotion et mes compatriotes de la 28^ème promotion dont l'esprit de fraternité qui a régné tout au long de ces deux années d'études a été très encourageant et très profitable pour la complémentarité. J'ai une gratitude toute spéciale envers NOUHOU Abdul, ADECHIAN DJABAR, ALI Blaise Bienvenu, SORO DOGNIMON, OUEDRAOGO Habibou, ZONGO ISSA, GOKABA Jean Martin, et ABOUBACAR ABACHE qui m'ont aidé avec beaucoup de gentillesse et d'efficacité à améliorer la qualité de ce travail.

LISTE DES SIGLES ET ABREVIATIONS

RESUME

Cette étude a permis de mettre en évidence les facteurs susceptibles de prédire les variations de la mortalité différentielle des enfants en fonction du sexe. Pour approfondir la description des inégalités sexuelles en matière de mortalité des enfants, les facteurs retenus ont été mis en relation de façon simultanée avec les quotients de mortalité des enfants ainsi que leurs rapports de masculinité. Ce qui a permis de regrouper les femmes ou les mères des enfants selon la nature des inégalités sexuelles et l'ampleur de ces dernières. L'échantillon de l'étude est constitué essentiellement des femmes qui ont déjà mis au monde au moins une fois, elles sont sélectionnées sur les critères de l'âge au décès de l'enfant (inférieur à 60 mois) et son année de naissance (compris entre 1966 et 2000). Sur cette base, 4043 enfants contre 8139 femmes ont été sélectionnés.

L'hypothèse selon laquelle : Les inégalités de mortalité des enfants selon le sexe sont fortement associées au statut de la femme appréhendé par son niveau d'instruction et son statut dans le ménage. Ainsi la précarité de ce statut est un facteur d'augmentation des inégalités. Les caractéristiques socioculturelles et démographiques de la femme déterminent la nature ou l'ampleur des inégalités sexuelles de la mortalité des enfants dans le sens d'une surmortalité masculine ou féminine a constitué l'orientation de base de cette recherche.

Conformément aux objectifs de l'étude et aux hypothèses à tester, cette étude a montré qu'il existe une relation entre l'ampleur de la mortalité différentielle et le statut de la femme dans le ménage, son niveau d'instruction, son âge à l'accouchement. Elle révèle également une relation entre la nature des inégalités sexuelles de mortalité et l'appartenance ethnique ainsi que la religion de la mère.

Au niveau multivarié, on a trouvé que les femmes M'bochi se distinguent des autres pour la surmortalité féminine qui se manifeste dès le premier mois d'existence. Cependant la surmortalité masculine est presque générale dans le pays avec les femmes Vili, Kongo qui enregistrent les niveaux les plus élevés au même titre que les femmes catholiques, les femmes non instruites. L'étude a donc eu le mérite de mesurer le niveau et d'identifier les facteurs qui peuvent influencer les inégalités. Il reste donc à proposer une explication sur les mécanismes d'action de ces différents facteurs.

Introduction générale

« Lorsqu'on s'intéresse à la mortalité différentielle dans l'enfance, il convient de noter que l'enfant n'est pas évidemment responsable de sa propre santé. Il est alors indispensable de considérer le comportement des personnes (la mère, le père, le couple, la famille,...) qui en ont la charge ». M. Biaye (1994).

Le niveau de mortalité des enfants est souvent considéré comme un des meilleurs indicateurs du niveau de développement d'un pays. La connaissance de la mortalité des enfants devient donc indispensable non seulement aux démographes, mais aussi, aux pouvoirs publics pour la mise en place des programmes sanitaires et de développement socioéconomiques.

Les nombreuses études entreprises dans le domaine de la mortalité des enfants ont mis en évidence la baisse de la mortalité infanto juvénile. Des progrès importants ont été accomplis de 1950 (où ce taux était de 250 %o dans le monde) à nos jours avec une moyenne mondiale de l'ordre de 80 %o.

Mais l'Afrique Subsaharienne (175 %o) et l'Asie du Sud (100%o) présentent les taux les plus marqués et les progrès ont tendance à stagner. A l'intérieur de chaque région, on trouve une variété de situations qui reflètent le niveau de développement de chaque pays ou de la sous région considérée. La moyenne pour les pays occidentaux est de 8 décès pour 100 000 naissances, de 49 en Europe de l'Est et en Asie centrale, ces moyennes atteignent des niveaux particulièrement élevés en Asie du Sud (410%o) et en Afrique subsaharienne (571%o) (UNICEF cité par OMS, 2003). Les disparités régionales entre les pays d'Afrique Subsaharienne sont énormes comme en témoigne les estimations de l'OMS de 1999 (cf. tableau.1 en annexe).

A cause de la situation sanitaire préoccupante, la mortalité infantile demeure encore élevée en Afrique Subsaharienne (95%o) alors que dans les autres régions en développement, son niveau oscille entre 30 et 50 pour mille (United Nations, 2003 ; Tabutin et Schoumaker). Ce niveau varie de 52 %o en Afrique australe à 116 %o en Afrique centrale.

Les études sur les niveaux et les déterminants de la mortalité des enfants sont de plus en plus légions en Afrique. Mais le Congo est resté en marge en raison du déficit de données.

Aussi, la toute première EDS dont les résultats affichent un taux de mortalité des enfants de moins de cinq ans de 117%o offre telle l'opportunité d'examiner les déterminants de la mortalité des enfants. L'évolution de la mortalité infanto juvénile au cours des 15 dernières années se caractérise par une importante augmentation de près de 30% entre la période 1991-1995 (101%o) et la période 1996-2000 (131%o). Cette augmentation est fort probablement la conséquence des troubles sociopolitiques marquées par les conflits armés que le pays a connus en 1993, 1997 et 1998.

Mais la mortalité affecte différemment, les enfants de sexe masculin et ceux de sexe féminin. Il se trouve que ce contexte de crise et de guerre, marqué par une augmentation de la mortalité infanto juvénile a eu un impact négatif sur la mortalité différentielle selon le sexe.

En effet, dans les années 90, on parlait d'une légère surmortalité des filles à Brazzaville alors que les résultats de cette étude montrent une surmortalité masculine non moins importante, près de 20 % entre zéro et cinq ans.

La présente étude est une contribution à la recherche des déterminants de la mortalité des enfants dans une approche genre de manière à mettre en évidence les caractéristiques associées à la surmortalité masculine et féminine. Il s'agira précisément de déterminer les niveaux et tendances des inégalités de mortalité des enfants selon le sexe. Elle obéit au souci des ONG internationales et des pouvoirs publics d'assurer l'égalité des sexes en matière de mortalité. L'amélioration des connaissances sur l'ampleur, la nature et les facteurs générateurs des inégalités de la mortalité différentielle selon le sexe devient donc indispensable pour l'élaboration des plans stratégiques de réduction de la pauvreté dont le Congo s'emploie à élaborer.

Ce travail comprend deux grandes parties réparties en cinq chapitres. La première partie est consacrée aux aspects théoriques et méthodologiques et comporte deux chapitres. Le premier chapitre présente la synthèse de la littérature aussi bien sur la mortalité générale que sur les inégalités sexuelles de mortalité des enfants au Congo. Le deuxième chapitre est consacré aux contextes de l'étude. Il sera question à ce niveau de présenter le contexte dans lequel vivent les enfants, sous les aspects susceptibles de générer les inégalités sexuelles de mortalité et propices au risque de décès élevé.

Le troisième chapitre est l'étape de la construction théorique de l'étude, il présente à cet effet, la méthodologie adoptée pour les analyses qui feront l'objet des chapitres suivants. Plus précisément, il présente les indices choisis pour saisir certaines variables après avoir posé le problème, énoncé les objectifs et les hypothèses de recherche. C'est à ce niveau que nous définissons les concepts, les formules et les procédures de calcul de quelques indicateurs et indices. Il discute également de la qualité des données qui nous serviront de base empirique.

La seconde et dernière partie traite des analyses proprement dites et est constituée de deux chapitres. Le premier décrit de façon différentielle les inégalités de mortalité des enfants selon leur sexe. Il s'agit de suivre les tendances de ces inégalités suivant le découpage classique de la mortalité des enfants de moins de cinq ans. Ce chapitre fait le point sur les caractéristiques des mères qui discriminent les enfants en ce qui concerne la mortalité différentielle selon le sexe.

Le dernier chapitre est le point d'encrage de ce travail vu qu'il constitue l'aboutissement de toute la réflexion menée au tour de la question. Car il permet de catégoriser les femmes selon certaines caractéristiques retenues dans l'étude. Autrement dit, les regrouper selon la prévalence ou l'ampleur des inégalités de mortalité de façon à identifier les groupes cibles en vue de faire des recommandations adéquates pour des actions ponctuelles et efficaces.

PREMIERE PARTIE : ASPECTS THEORIQUES ET METHODOLOGIQUE

CHAPITRE1 : SYNTHESE DE LA LITTERATURE

La synthèse de la littérature est une démarche scientifique importante pour la recherche en science sociale. Elle permet de préciser sur le plan théorique la réflexion à mener, notamment le choix des approches et des variables pertinentes pour l'étude, voire d'élaborer le cadre théorique à soumettre aux vérifications empiriques.

L'objectif de ce chapitre est d'examiner les théories explicatives des inégalités sexuelles de mortalité et de mettre en évidence les principaux facteurs qui déterminent les inégalités de mortalité des enfants fondées sur le sexe.

I.1. Les théories explicatives des inégalités de la mortalité des enfants selon le sexe

De façon générale, deux grandes approches essaient d'apporter une explication sur les inégalités sexuelles de la mortalité des enfants de moins de cinq ans. Il s'agit de ce qu'on peut appeler les approches biologiques et les approches socioculturelles.

Mais il faut tout de suite avouer que ces deux approches n'interviennent pas aux mêmes étapes de la vie des enfants. Elles interviennent conséquemment au schéma classique de la mortalité des enfants dont M. Biaye (1994) en fait l'hypothèse fondamentale de sa recherche :

« La surmortalité masculine que l'on admet depuis la mortalité intra-utérine se maintient pendant la période néonatale et se poursuit en général dans l'enfance. Mais, ce schéma (...) en tant que résultats d'un processus ne peut être vérifié que si le comportement des familles vis-à-vis de l'enfant n'est pas lié au sexe de celui-ci ».

En d'autres termes à une étape de la vie de l'enfant la tendance devrait s'inverser en faveur garçons avec l'intervention des facteurs exogènes.

I.1.1.Les théories biologiques

Les approches biologiques expliquent clairement les différences de mortalité selon le sexe entre zéro et un an. A ce niveau, le consensus se dégage tel que D. Tabutin, C. Gourbin et G. Beninguisse l'affirment : « Les garçons sont dans l'ensemble moins résistants et donc plus vulnérables à nombre de maladies congénitales ou infectieuses, notamment dans les premiers mois ou années de la vie. On parle d'une surmortalité masculine ` biologique' qui s'accentue avec le déclin de la mortalité, quand le poids des causes infectieuses recule au profit des causes périnatales ou congénitales. Ces auteurs soulignent que dans le monde, la surmortalité infantile de petits garçons devrait être quasi générale.

D'après Waldron (1998), le désavantage biologique masculin est dû entre autres à un système immunitaire plus faible, et semble néanmoins varier selon le type de maladies et selon l'âge. Il précise en outre le caractère imprécis des connaissances sur les processus biologiques en cause. En 1983, ce dernier montrait que la moindre résistance des garçons aux maladies infectieuses en général ou le rythme de développement foetal différent, est lié à une grande fragilité pulmonaire qui entraîne une prévalence de maladies respiratoires plus forte chez les garçons (cité par P. Rakotodondrabe, 1996). Certains auteurs expliquent le désavantage masculin par la paire de chromosome XY, qui détermine le sexe masculin, en la considérant comme une version amoindrie de la paire XX du sexe féminin, réduisant l'homme à la portion congrue (Lenz, 1940 ; Federeci, 1950)^1(*).

Toujours sur le plan biologique, la littérature évoque également le lien entre le risque de décès élevé d'enfants avec l'âge de la mère à l'accouchement. Notamment pour les mères jeunes (moins de 20ans) et les mères âgées (plus de 35ans). Barbieri (1991), explique cela par l'immaturité biologique des mères jeunes, pour dire que le système reproductif de la femme n'est pas encore préparé adéquatement pour la grossesse. Par contre, les femmes âgées courent les risques tels que les fausses couches, les malformations congénitales et autres dus au vieillissement. Certains auteurs parlent du « syndrome d'épuisement maternel » qui accroît les probabilités de connaître un dysfonctionnement d'accouchement, une détérioration de l'utérus et de l'inefficacité du système reproductif, C.J Echarri Canovas, (1994). Ce dernier fait également remarquer que les femmes âgées sont sensibles aux maladies comme le diabète et l'hypertension qui ont des conséquences négatives sur la santé des enfants. En ce qui concerne la mortalité différentielle, ces considérations peuvent accentuées la mortalité du sexe défavorisé et creuser ainsi l'écart entre la mortalité masculine et féminine.

Cela est d'autant plus vrai si l'on s'inscrit dans l'opinion de M. Biaye (1994) qui écrit :

« L'enfant qui naît a, en réalité, commencé de vivre dès sa conception. Sa (sur)vie va dépendre très fortement, sinon, totalement, des conceptions en amont et en aval de cet instant qui marque sa venue au monde. Il y a aussi les conditions de ce moment même, c'est-à-dire celles dans lesquelles s'est déroulé l'accouchement ».

En amont, l'auteur fait allusion aux conditions de gestation, le patrimoine biologique. Du point de vue biologique, il semblerait que les nouveau-nés de sexe masculin bénéficient d'un niveau d'immunité passive naturelle inférieur à celui des filles, d'où leur vulnérabilité aux maladies infectieuses en général. En aval, il fait référence aux caractéristiques du milieu de vie de l'enfant ainsi que les modes de vie familiaux dans lesquels s'inscrivent les parents. Ce ci étant, les différences de mortalité ne dépendent pas seulement des mécanismes biologiques, mais également du comportement social.

I.1.2. Les théories socioculturelles

Au-delà d'un an, on passe souvent d'une `surmortalité biologique des garçons à une surmortalité sociale des filles entre un an et cinq ans. La surmortalité féminine au-delà d'un an est sociale parce que le désavantage des petites filles généralement observé est attribuable à des facteurs exogènes, d'ordre environnemental ou socioculturel, que certains chercheurs résument en des différences de comportements des communautés ou des familles face à la maladie d'un garçon ou d'une fille (D. Tabutin, C. Gourbin et G. Beninguisse, document inédit). En effet, selon ces mêmes auteurs, à ces âges les jeunes garçons sont plus libres à l'extérieur du ménage par rapport aux jeunes filles, ils seraient donc normalement assez exposés aux risques d'infections et aux accidents. Dans ce même ordre d'idées, Akoto (2005) pense que l'impact de l'environnement devient tellement important au delà d'un an, à tel point que les différences de mortalité entre garçons et filles ne peuvent s'expliquer que par les soins prodiguer aux enfants par son entourage. Pour comprendre ces différences de comportements des parents à l'égard du sexe de l'enfant, il suffit d'examiner :

Ces facteurs sont mieux exploités par les féministes et les institutionnalistes dans le but d'expliquer la fécondité élevée des pays en voie de développement. En effet, le caractère non étanche des phénomènes démographiques n'est pas exempt de ces théories explicatives. C'est pourquoi dans leurs postulats, ces théories justifient également les préférences aux enfants de sexe masculin.

Les théories féministes reposent sur le contrôle de la force de travail des enfants par les hommes dans un système patriarcal. Dans ce système, la position dominante des hommes et les avantages matériels dont ils bénéficient grâce au travail familial (constitué par la force des enfants) justifient non seulement une descendance nombreuse mais de préférence masculine à cause des rapports de force entre les deux sexes. Les femmes étant dépendantes économiquement de leurs maris, considèrent la préférence pour les garçons comme une stratégie de sécurité.

Les institutionnalistes partagent le point de vue des féministes. Parlant des comportements en matière de fécondité relativement aux structures patriarcales, Mason formule l'hypothèse selon laquelle :

« Plus les femmes dépendent économiquement des hommes, plus grande est la préférence tant des hommes que des femmes pour les garçons. Ces derniers représentent en effet une source potentielle d'aide économique en cas d'urgence ou lorsque les parents seront vieux, rôle que ne peuvent jouer les filles. Dans un environnement à risques, il y aura de ce fait une tendance à la forte fécondité pour s'assurer d'un grand nombre suffisant de fils survivants »^2(*).

I.2. Facteurs générateurs des inégalités de mortalité des enfants

Plusieurs facteurs sont responsables des inégalités sexuelles de mortalité des enfants. Il y a des facteurs d'ordre socioéconomique, culturel et biodémographique. Dans cette section, nous présentons quelques uns d'entre eux considérés comme les plus déterminants.

I.2.1. Les facteurs culturels

L'ethnie est le reflet de la diversité des cultures, donc des structures de pouvoir, des mentalités, des modes de vie, des pratiques et des comportements face à la fécondité, à l'alimentation, à la maladie et aux systèmes de santé (traditionnels ou modernes, D. Tabutin, 1994). Dans leur étude sur les inégalités socioéconomiques en matière de mortalité en Afrique au sud du Sahara, Akoto et Tabutin, ont montré que l'ethnie est une variable cruciale pour l'étude de la mortalité dans la mesure où, ces effets sur la mortalité restent significatifs après l'avoir contrôlé par d'autres variables. Les normes et valeurs à l'égard du sexe de l'enfant varient généralement en fonction du lignage. Au Sénégal M. Biaye (1994) a montré que l'ethnie de la mère a une influence sur l'ampleur des différences de mortalité entre sexes à 1- 5ans : Les garçons bénéficient d'un avantage dans toutes les ethnies, mais si le niveau de la surmortalité féminine est comparable pour les Serer et les Wolof, il est beaucoup plus élevé chez les Poular qui se distinguent par une nette préférence pour les garçons. Dans ces conditions, on peut s'attendre à ce que les ethnies patrilinéaires soient plus enclines à exprimer leur préférence pour les fils tandis que les ethnies matrilinéaires le seraient pour les filles.

La religion véhicule un certain nombre de valeurs et de normes qui régissent la vie des fidèles sur le plan comportemental, physiologique et psychique. Elle peut refléter l'ouverture à la civilisation occidentale (religion catholique et protestante), le niveau de tradition des gens (religion traditionnelle), et parfois la situation des individus dans la hiérarchie sociale (par exemple, dans un pays très christianisé, les catholiques et les protestants bénéficieraient d'une situation privilégiée dans la société par rapport aux musulmans ou adeptes d'autres religions, écrit Akoto (1985). Dans la plupart des pays d'Afrique, il a été montré que les quotients de mortalité infanto juvénile les plus faibles sont observés chez les enfants nés de parents catholiques et protestants et on estime que la surmortalité des autres religions serait de l'ordre de 20 à 60% plus. Lorsqu'on le contrôle par d'autres variables de nature culturelle, la religion perd son pouvoir explicatif. Bien que la religion n'apparait pas comme un facteur générateur de différences de mortalité en Afrique, à tout point de vue, il convient néanmoins de vérifier pour le Congo où l'on dénombre une diversité de religions chrétienne et musulmane comment les différences de mortalité varient en fonction du sexe de l'enfant.

La nuptialité africaine caractérisée par une proportion élevée d'hommes polygames, n'est pas sans conséquences sur les chances de survie des enfants. Le système polygamique conduit partout aux différences de mortalité entre sexes. Le rôle non négligeable du type d'union a été observé au Mali, au Sénégal et au Liberia par M. Biaye (1994) : La monogamie conduit partout à peu de différences entre sexes, tandis que le système polygamique désavantage sensiblement les filles, dès la période post néonatale au Sénégal et au Mali, entre 2 et 5 ans au Liberia. L'auteur attribue cet état de choses à l'importance souvent accordée aux garçons dans un contexte polygame :

« Les mères des ménages polygames, pour leur sécurisation, pourraient compter sur leur(s) fils... Ce type de comportement des mères peut également prévaloir en matière d'héritage », M. Biaye (1994, p.138).

L'instruction est l'une des variables les plus discriminantes dans l'explication d'un phénomène démographique. Son rôle sur la mortalité des enfants est très bien connu, mais les inégalités dues à celle-ci varient selon les pays. En Afrique, peu de résultats sont disponibles à propos des inégalités de mortalité entre sexes. Les mécanismes à travers lesquels l'instruction influence la mortalité des enfants sont à la fois économiques et culturels. L'instruction est un facteur de modification des relations familiales traditionnelles. Avec l'instruction des femmes, le pouvoir de décision n'est plus du seul ressort du mari ou de la belle mère ; l'autonomie des femmes scolarisées est généralement accrue, ce qui leur permet de distribuer plus équitablement les ressources disponibles au profit des enfants, J. Caldwell (1979). Si le rôle de l'éducation sur la mortalité générale est bien connu, cela n'est pas tout à fait le cas pour la mortalité différentielle selon le sexe. Pendant la décennie 80, que la mère soit instruite ou non, on a observé au Sénégal et au Liberia (pour des niveaux de mortalité différents) qu'une légère surmortalité féminine d'intensité comparable entre 1 et 5 ans (M. Biaye,1994).

A la même époque, un résultat contraire a été trouvé dans les pays africains, précisément, plus les mères étaient instruites, plus paraissait une surmortalité classique des garçons. Les analyses effectuées récemment sur le Cameroun révèlent une surmortalité des petites filles qui disparaît chez les mères ayant le niveau secondaire et supérieur, tandis qu'au Burkina Faso, mères instruites ou pas, les garçons et les filles connaissent une quasi-égalité de mortalité, D. Tabutin et al., (inédit).

I.2.2. Facteurs biodémographiques

La mortalité en général et la mortalité différentielle en particulier sont fortement corrélées avec les caractéristiques biodémographiques de l'enfant et de la mère. M. Biaye (1994) les considère comme étant des déterminants proches de la mortalité différentielle selon le sexe et les appellent ` facteurs propres à l'enfant' et ` facteurs maternels'. Dans le cadre de cette étude, nous n'avons retenu que l'âge de la mère à l'accouchement, à cause de la nature et des objectifs de l'étude. Les autres caractéristiques telles que l'intervalle inter génésique, le sexe de l'enfant, le poids de l'enfant et la taille de l'enfant à la naissance étant plus pertinentes pour les études explicatives n'ont pas été retenues.

De façon classique, il est reconnu que la mortalité infantile est plus élevée chez les mères les plus jeunes (moins de 20 ans) et chez les mères les plus âgées (plusde35ans) à la naissance de leurs enfants. Le risque de mortalité est rattaché à l'âge de la mère pour des raisons physiologique et comportementale. En effet, on estime que les jeunes sont moins expérimentées et qu'elles n'accordent pas assez d'attention au nouveau-né, c'est pourquoi dans la société africaine, les jeunes mères sont toujours accompagnées pendant une certaine durée par une autre femme de la famille plus expérimentée. L'effet de l'âge de la mère sur la survie de l'enfant peut être contrôlé par les soins prénataux dont l'absence selon Barbieri explique le désavantage des enfants nés des mères jeunes.

Du point de vue différentiel, la mise au point faite par M. Biaye (1994) nous semble tout à fait pertinente. Il suppose que :

« l'effet de l'âge de la mère à la naissance de l'enfant sur les différences sexuelles de la mortalité traduise une certaine attitude préférentielle vis-à-vis de l'enfant lié au sexe : dans un contexte patriarcal donné, les jeunes mamans peuvent se montrer plus réceptives à certaines idéaux de la famille (par exemple, la préférence pour une naissance masculine dans le but de répondre rapidement à l'assouvissement des désirs lignagers, ou ceux d'un système de production dont les règles du jeu penchent à l'avantage de la progéniture mâle) ; de même, les générations des mères les plus âgées sont supposées plus prises sous le charme des valeurs traditionnelles que les benjamines, mais leur perception d'un problème comme la préférence sexuelle n'est pas indépendante de leur expérience reproductive (par exemple, par rapport à leurs soeurs moins âgées elles peuvent exprimer une préférence masculine moins forte dans le désir ou la perspective d'un autre enfant) ».

Si cela se confirme, il est donc tout à fait juste de penser que plus la mère est jeune, plus sera le désir d'avoir un enfant de sexe masculin et plus la mère est âgée, moins sera le désir d'avoir un enfant de sexe masculin ; bien évidemment que ce raisonnement ne distingue pas l'effet de l'âge à celui de la génération.

I.3. Les caractéristiques socioéconomiques

Généralement, le niveau de vie du ménage est appréhendé par l'activité des parents, mieux du père ou du chef de ménage. En choisissant l'occupation de la femme, nous voulons tout simplement mesurer son impact sur l'ampleur des inégalités sexuelles de mortalité dans la mesure ou celle-ci leur attribue le pouvoir de décision susceptible d'améliorer non seulement les conditions de vie du ménage mais également l'état de santé des enfants, en particulier celui des petites filles.

En effet, comme nous l'avons vu dans le chapitre premier, on estime que les femmes préfèrent tout comme leurs maris, les garçons parce qu'elles sont dépendantes économiquement des hommes. Dans ces conditions on peut supposer que dans un ménage où la femme (ou le couple) travaille, les inégalités de mortalité dues aux préférences sexuelles seront négligeables, sinon nulles.

Cependant, faute de données ad hoc, le niveau de vie du ménage sera saisi par le confort de l'habitat. Ce dernier, lorsqu'il reflète bien le revenu du ménage peut s'avérer comme la caractéristique familiale la plus déterminante pour la santé des enfants et par conséquent de leur survie.

« Les ressources économiques influencent la possession de toute une série de biens et le recours à de nombreux services susceptibles d'affecter la mortalité des enfants à travers leurs impacts sur les déterminants proches. La disponibilité en eau potable et en nourriture, garantes d'un bon équilibre physiologique ainsi que la présence d'installations sanitaires (et le type ou le confort du logement), qui détermine en partie le degré d'exposition au risque pour de nombreuses maladies infectieuses et parasitaires, sont largement influencées par le niveau économique du ménage », Barbieri (1991, cité par Biaye, 1994).

L'emploi salarié, en tant qu'indicateur des ressources économiques du ménage et donc de sa capacité d'accès aux biens et services utiles à la santé de l'enfant, permet de disposer (en quantité et en variété) des aliments nutritifs au sein de la cellule familiale, notamment lorsque la mère est enceinte ou allaitante. Il permet aussi de disposer de moyens d'assurer une alimentation saine (cuisson des aliments, stérilisation des ustensiles, conservation de la nourriture...).

Enfin, toujours d'après Barbieri, « le revenu permet de recourir aux moyens d'information et de circulation nécessaire pour utiliser efficacement les services de santé de la communauté. Le coût de tels services (consultations médicales, hospitalisation, médicament) limite en outre leurs utilisation aux classes les plus aisées de la population ».

Faisant le rapport de ces deux indicateurs avec les différences entre sexes en matière de mortalité des enfants, M. Biaye estime que le fait de disposer des revenus au sein du ménage, rend les infrastructures sanitaires plus accessibles aux enfants et amoindrie les différences sexuelles de mortalité du fait d'une situation supposée favorable aux dépenses.

Ce concept se réfère généralement à deux définitions ; l'une insiste sur l'aspect physique et géographique et l'assimile au :

«Processus impliquant une concentration de plus en plus forte de gens dans certaines entités, avec le cas échéant un changement de type d'activité (primaire, secondaire et tertiaire), et le contact avec des gens de cultures et d'horizon différents », Akoto (1993, p.112).

L'autre, insiste sur l'aspect global ou sociologique de l'urbanisation, la considère comme :

« La diffusion géographique de valeurs, de comportements, d'organisation et d'institutions urbaines » (G. Courade et M. Bruneau, 1984, cité par Biaye).

Le constat fait par Akoto en 1993, constat selon le quel l'urbanisation physique est en avance sur l'urbanisation sociologique est encore valable de nos jours dans les pays africains. Cela s'explique par l'hétérogénéité du système urbain :

« La ville est une mosaïque de population, d'activité, de conditions d'existence, de niveaux culturels et de traditions fort disparates. Tous les habitants d'une agglomération urbaine ne jouissent pas de la même façon de l'infrastructure socioéconomique et sanitaire dont celle-ci est dotée. Certaines couches de la population en sont exclues. Le problème des villes du tiers monde s'exprime en effet souvent en termes de marginalité ou d'exclusion d'une frange plus ou moins importante des citadins du mode de vie urbain ».

En ce qui concerne la mortalité générale, il est clair que les infrastructures socioéconomiques et sanitaires qui ont un pouvoir réducteur sur la morbidité et la mortalité des enfants, s'améliorent avec l'urbanisation. Sous cette hypothèse, les enfants en milieu urbain auront une mortalité moins élevée que ceux en milieu rural. Cette hypothèse est discutable dans la mesure où le phénomène de bidonvilisation (due lui-même à l'exode rural massif, au sous emploi et au chômage) plus ou moins prononcé peut tout à fait conduire à une situation contraire, où la survie sera nettement meilleur en milieu rural qu'en milieu urbain.

Pour les différences de mortalité, on estime que près des villes et dans les villes les gens sont moins imprégnés des normes et valeurs traditionnelles que la campagne est supposée conserver et, en cas de désavantage d'un sexe dans l'enfance, le milieu urbain présenterait des situations atténuantes par rapport à ce que l'on attendrait. Dans sa forte hétérogénéité, en milieu urbain le changement peut n'être souvent que dans l'apparence et non dans les mentalités pour la grande majorité moins impliqués dans le processus ; on peut pour cela présager, comme M. BIAYE une situation de manque où les rares ressources doivent être utilisées avec parcimonie pourrait éveiller (inconsciemment surtout) certains comportements et attitudes inégalitaires selon le sexe dans les soins infantiles. Dans ce cas, il est difficile de prévoir comment les différences de mortalité vont varier. Certains auteurs pensent que dans les villes, la situation sera en faveur des garçons, d'autres par contre pensent qu'en ville, le milieu urbain sera nettement favorable aux petites filles.

Elle occupe une place importante dans l'explication de la mortalité des enfants. Cette variable est responsable des inégalités de mortalité du fait des politiques d'actions et de planification sanitaire non équilibrées entre les différentes régions d'un même territoire. En effet, certaines régions bénéficient des conditions écologiques, sanitaires et scolaires qui les avantage à tout point de vue ; tandis que dans d'autres ces mêmes conditions augmentent le risque d'exposition et limitent l'accessibilité aux services sociaux de base. Pour ce qui est de la mortalité différentielle, il convient de noter que l'univers culturel qui détermine les considérations des individus à l'égard du sexe est calqué généralement sur le découpage territorial. Et comme nous l'avons déjà signalé un peu plus haut, l'opposition du système lignagère qui s'observe au niveau de l'appartenance ethnique peut l'être également au niveau de la région de résidence. Il est donc possible qu'on observe une surmortalité féminine dans les régions où domine le patriarcat et une surmortalité masculine dans les régions où la filiation est à dominance matrilinéaire.

CHAPITRE 2 : CONTEXTE DE L'ETUDE

Ce présent chapitre a pour objet de présenter de façon sommaire le champ empirique de l'étude. Il s'agit plus précisément de présenter le contexte dans le quel les enfants ont évolué pendant ou juste après les guerres à répétition que le Congo a connu de manière à aider le lecteur à comprendre les résultats aux quels cette étude est parvenu.

II.1. Présentation du cadre d'étude

Situé au centre ouest de l'Afrique, le Congo fait partie des 8 États qui composent l'Afrique Centrale. Le Congo est à cheval sur l'équateur et s'étend au Sud-ouest entre le 11^ème degré de longitude Est et le 5^ème degré de latitude sud et au Nord-est entre le 18^ème degré de longitude Est et le 4^ème degré de latitude Nord, sur plus de 1.500 km du nord (frontière centrafricaine) au sud (rivages du Golfe de Guinée). D'une superficie de 342.000 km², il partage ses frontières avec 5 pays : le Gabon (à l'ouest), le Cameroun (au nord-ouest), la Centrafrique (au nord), la République Démocratique du Congo (à l'est) et l'Angola (enclave de Cabinda, au sud-est).

Sur le plan administratif, le Congo est structuré en 12 départements (y compris Brazzaville et Pointe Noire qui font parties intégrante respectivement des départements du Pool et du Kouilou), 86 sous préfectures et 6 communes urbaines (Brazzaville, Pointe-Noire, Dolisie, Mossendjo, Nkayi et Ouesso). Du point de vue géographique, 10 départements sont cartographiés, à savoir les départements de la Likouala, de la Sangha, de la Cuvette, de la Cuvette-Ouest, des Plateaux, du Pool, de la Lékoumou, de la Bouenza, du Niari et du Kouilou.

II.2. Contexte sociopolitique et économique

L'économie congolaise est basée sur l'exploitation des matières premières dont les principales sont, le pétrole et le bois. Le budget de l'état est constitué à plus de 60% des recettes pétrolières. La croissance amorcée depuis 2002 reste tributaire des changements brutaux du cours du baril de pétrole sur le marché international et cela n'augure pas un avenir certain quant au maintien de celle-ci. En 2004, le taux de croissance réel du produit intérieur brut (PIB) était estimé à 3.7%, pour un PIB qui se chiffrait à 2324 milliards de dollars dont la répartition par secteurs d'activité se présente de la manière suivante :

Ø l'industrie (extraction de pétrole, ciment, bois de charpente, sucre, huile de palme, savon, farine, cigarettes) représente 52% ;

Ø L'agriculture dont l'exploitation des terres arables ne dépasse pas 2% représente 7.4% seulement (Source : The World Factbook 2005).

Les investissements publics, représentaient 25,8% du PIB en 2004, ils sont en nette augmentation depuis 2002, mais tardent à produire leurs effets sur la vie des populations. En effet, 70% de la population vivent au dessous du seuil de pauvreté alors que le produit intérieur brut par habitant est évalué à 800 dollars. Les fonctionnaires continuent de payer le lourd fardeau de la dévaluation du franc CFA, qui a occasionné non seulement la réduction des salaires de l'ordre de 12,5% à 27,5% mais également la signature entre le Gouvernement et les partenaires sociaux d'une trêve sociale, renouvelée en mars 2006. Le taux d'inflation bien qu'en baisse reste élevé et continu de peser sur les dépenses alimentaires et des soins de santé des ménages. En effet, le taux d'inflation est de 2,1% en 2005 contre 3,5 % l'année précédente (Rapport final de l'EDSC).

Comme la plupart des pays de l'Afrique centrale, le Congo Brazzaville a connu une crise économique dans les années 80 relayée par une série de guerres civiles entre 1993 et 2000. Ce contexte de crise et de guerre n'est pas sans conséquences sur la vie sociale et sur la survie des enfants. En effet, les enfants à cause de leur fragilité, sont les premières victimes de la dégradation des conditions de vie des ménages, raison pour laquelle le taux de mortalité infantile est considéré comme l'un des meilleurs indicateurs du niveau de développement socioéconomique d'un pays, surtout en l'absence de l'indice de développement humain (IDH). D'après ce dernier et selon le rapport des Nations Unis, le Congo est classé 144ème sur un total de 177 pays en 2004.

Jadis classé parmi les pays à revenu intermédiaire de la tranche inférieure, le Congo Brazzaville a vu son revenu par habitant diminuer de façon continue du milieu des années 80 à la fin des années 90. Son PIB réel par habitant se situait ainsi, en 2003 à 70% environ de son niveau des années 1984, et cela a eu pour corollaire une progression de la pauvreté, surtout durant les années 90. Une décennie de conflits a eu des effets dévastateurs sur l'économie congolaise et le bien-être de la population. L'infrastructure de base, surtout sanitaire a subi des dégâts considérables ; les populations des départements entières sont privées d'accès à l'eau salubre et aux soins de santé de qualité.

Le Congo est en proie à une crise sociale aigue. Selon l'UNICEF, 11% des enfants de moins de 15 ans sont orphelins, 60 000 femmes et filles ont été victimes de viol, et 5 000 enfants ont combattu durant la guerre. A la fin de 2001, on estimait à 7,2% la proportion des Congolais de la tranche d'âge des 15 à 49 ans atteints du VIH/SIDA.

Par ailleurs, 70% environ de la population vivaient en dessous du seuil de pauvreté, contre environ 30% en 1993. Le taux de scolarisation primaire est tombé de 90% en 1990 à 40% en 2000, et l'espérance de vie à la naissance a elle aussi baissée dans le même temps, passant d'environ 52 ans au début des années 90 à 48,6 ans en 2002. La mortalité des enfants a beaucoup évolué négativement dans toutes les tranches d'âges tels qu'illustre le tableau ci-dessous :

La prévalence de la pauvreté ressort également des statistiques de la main d'oeuvre. Le chômage touche en effet plus de 50% de la population active et les jeunes sont particulièrement frappés : moins des 15-25 ans ont un emploi, moins de 2% d'entre eux sont employés dans le secteur formel.

II.3. Contexte démographique

La connaissance de l'effectif et des caractéristiques de la population du Congo demeure très préoccupante à cause de l'insuffisance des opérations de collecte d'envergure nationale.

En effet, suite à l'invalidation des résultats du Recensement Général de la Population et de l'Habitat de 1996 (RGPH 96) par le Gouvernement de la République, les données démographiques actuellement disponibles à l'échelon national sont caduques puisqu'elles sont issues des Recensements Généraux de la Population et de l'Habitat (RGPH) de 1974 et 1984.

D'après les estimations des travaux cartographiques du RGPH 1996, l'effectif de la population du Congo se chiffrait à cette période à 2 590 811 habitants ; ceci correspond à un taux d'accroissement de 2,69 % dans la période 1984-1996 contre 3,45 % entre 1974 et 1984. Cette population était inégalement répartie sur le territoire national : les six communes du pays abritaient près de 57 % de la population totale du pays ; en particulier, un habitant sur trois résidait à Brazzaville. Les résultats des deux recensements menés à terme révèlent que la population du Congo est relativement jeune et à prédominance féminine.

En 1984, la population âgée de moins de 15 ans représentait 45 % de la population totale contre 51 % pour les 15-59 ans et 4 % pour les personnes âgées de plus de 60 ans. Les femmes représentaient 51 % de la population totale du pays. Les estimations les plus récentes indiquent une population totale de 3.579.948 habitants (INS, 2006) repartis sur 342 000 Km², soit une densité de 10,47 habitants au Km².L'enquête démographique et de santé a permis de mieux connaître la population congolaise, notamment le niveau de certains phénomènes démographiques. Les enfants de moins de cinq représentent 38,5 % de la population des ménages enquêtés, soit 20,2% de filles contre 18,3 % de garçons. Les indicateurs les plus importants sont résumés dans le tableau ci-dessous.

A côté de ces indicateurs, nous pouvons également citer quelques études de portée épidémiologique et anthropologique dont jugeons utile de présenter quelques résultats. Cela nous permettra de se fixer sur les interprétations à faire dans la seconde partie de ce travail, notamment sur les facteurs d'exposition au risque de mortalité.

II.4. Mortalité des enfants au Congo : Résultats de quelques études

Il s'agira dans cette sous section de présenter les résultats auxquels ont abouti quelques études consacrées jusque là sur le Congo. En effet, plusieurs travaux ont été engagés par l'institut national de statistique, parfois en collaboration avec l'IFORD dans les années 80, mais malheureusement les résultats ne sont pas disponibles, soit parce que les opérations de collectes n'ont été menées à terme, soit parce que les données n'ont été exploitées ou analysées. On peut citer par exemple l'enquête Mortalité infantile et juvénile, EMIJ en abrégé (1983) et l'enquête sur la morbidité et la mortalité maternelle à Brazzaville, Kinkala, Mouyondzi et Ouesso. Néanmoins, un aperçu sommaire peut être dressé pour certaines d'entre elles à savoir :

v Les causes de la mortalité des enfants de moins de 15 ans dans une ville africaine, le cas de Pointe-Noire (Congo-Brazzaville) ;

v Morbidité et mortalité des enfants de 5 à 14 ans à l'hôpital général de

v Morbidité et mortalité infantile et juvénile en République populaire du Congo.

II.4.1. Les causes de la mortalité des enfants de moins de 15 ans à Pointe- Noire

L'objectif de l'étude était de déterminer directement et de façon exhaustive, les causes de décès dans la ville de Pointe-Noire chez les enfants de moins de 15 ans. Les auteurs^3(*) ont utilisé à la fois une approche épidémiologique et démographique pour analyser les causes de maladies et calculer les taux de mortalité. Il résulte de cette étude que le taux de mortalité infantile était de 40 %o à Pointe-Noire. Ce taux a été probablement sous estimé, car l'étude démontre qu'une proportion non négligeable des décès n'était pas amenée à la morgue et à l'hôpital. En ce qui concerne la prévalence des différentes causes de maladies, l'étude révèle que :

« Chez les enfants de moins de 15 ans, les affections néonatales sont globalement la première cause de mortalité devant le paludisme, la rougeole, les affections digestives et le sida ».

Tableau2.3: Hiérarchie des principales causes de mortalité dans la jeune enfance

2 Zone rurale 1984; causes de décès entre 1980 et 1984 chez les enfants de moins de 5 ans hospitalisés à Linzolo

3 Brazzaville 1984 ; Enquête rétrospective sur les causes de décès chez les enfants de moins de 5 ans

4 Pointe-Noire 2001 ; Enquête sur les causes de mortalité, cas des enfants de moins de 5 ans. (n=510)

II.4.2. Mortalité hors hôpital des enfants à Brazzaville

Pendant 6 mois, du 1er janvier au 30 juin 1991, tous les décès d'enfants constatés à l'arrivée aux Urgences pédiatriques du CHU de Brazzaville ont été collectés. Il s'agissait de décès survenus à domicile ou au cours du transport au CHU. En vue d'en préciser la cause, l'anamnèse ayant Précédé le décès de l'enfant a été recueilli. Six variables ont été étudiées : l'âge, le sexe, le statut social, la notion d'une prise en charge médicale sous la forme d'une consultation ou d'une hospitalisation avant le décès, la durée de l'évolution de la maladie, la symptomatologie. Celle-ci a pu être précisée grâce à l'interrogatoire de la famille ou à l'examen du carnet de soins de l'enfant ou de la fiche de transfert établie par un centre médical. L'examen somatique à l'arrivée a pu également fournir des indications précieuses d'orientation diagnostique. Aucune autopsie n'a été réalisée. Sur 210 décès enregistrés à l'arrivée, 170 ont eu une anamnèse correcte et ont donc été retenus pour ce travail. Les résultats obtenus sont les suivants :

Du 1er janvier au 30 juin 1991, 210 enfants sont décédés avant leur arrivée au CHU, soit une moyenne de 35 par mois. Ils représentaient dans la même période 4,57 % des 4588 enfants admis aux Urgences Pédiatriques et 31,34 % des décès (n = 670) survenus dans les Services de pédiatrie du CHU. L'étude analytique des 170 cas a permis les constatations suivantes.

Il y avait 78 enfants (46,20 %) âgés de moins d'un an, 66 (38,60 %) de 1 à 4 ans et 26 (15,20 %) de 4 ans et plus.

Les parents n'avaient aucune activité professionnelle dans 96 cas (56,57 %), l'un des parents ou les deux étaient salariés dans 64 cas (37,65 %) et sans revenus fixes dans 10 cas (5,88 %).

La maladie évoluait depuis moins de 24 heures dans 57 cas (33,52 %), 24 à 48 heures dans 26 cas (15,29 %), 3 à 7 jours dans 48 cas (28,23 %), 8 à 15 jours dans 12 cas (7,05 %) et plus de 15 jours dans 22 cas (12,94 %). Dans 5 cas (2,94 %) la mort a été subite, sans signes précurseurs.

La majorité des enfants, 101 (59,41 %) n'avaient fait l'objet d'aucune consultation dans un centre médical avant le décès ; 61 (35,88 %) avaient bénéficié d'un traitement ambulatoire alors que 8 (4,70 %) avaient été transférés d'un hôpital secondaire.

La symptomatologie présentée par ces enfants tous âges confondus était dominée par la fièvre, la diarrhée, l'anémie et la toux. Le paludisme, les gastro-entérites aiguës, les infections respiratoires et la drépanocytose étaient les principales causes présumées de décès.

II.4.3.Morbidité et la mortalité des enfants de 5 à 14 ans à l'hôpital général de Brazzaville

Du 1er janvier au 31 décembre 1987, les motifs d'hospitalisation et les causes de décès de tous les enfants de 5 à 14 ans admis à l'Hôpital Général de Brazzaville ont été analysés. Cette population représentait 5,7 % de toutes les admissions.

Les maladies infectieuses et parasitaires venaient au premier rang des causes d'hospitalisation (31,7%) suivies des accidents, 17,3 % et des affections du sang 12%. Les affections parasitaires étaient essentiellement représentées par le paludisme (88,7 %), les maladies infectieuses par la rougeole (15,5%), la tuberculose (14,7 %), la fièvre typhoïde (9,3 %) et le tétanos (8,8 %). La pathologie accidentelle était surtout le fait des traumatismes (95,8%). Le taux de mortalité était de 57 %o. Les motifs de décès les plus fréquents étaient les infections et les maladies du sang (46,3 %). La mortalité était environ 4 fois plus élevée chez les enfants issus de familles socialement défavorisées. Dans 20 % des cas, le décès était survenu avant la 24^ème heure. Les tableaux ci-après résument la situation selon le sexe.

II.4.4. Morbidité et mortalité infantile et juvénile en République populaire du Congo

Il s'agit des travaux de Pierre Duboz, consacrés à l'analyse des données recueillies lors de cinq enquêtes différentes et réalisées dans des localités et périodes différentes. Ces différentes études semblent montrer que les mortalités infantile et juvénile ne sont pas particulièrement élevées pour un pays africain. Elles suggèrent également que :

« Le paludisme ne joue pas le rôle qu'on serait tenté de lui attribuer dans cette zone d'holo-endémicité ».

Les principales causes de décès sont liées à la grossesse et à l'accouchement avant un mois et aux maladies infectieuses en particulier la rougeole au-delà de cet âge. En ce qui concerne la morbidité, ce sont principalement les affections respiratoires et les gastro-entérites qui sont à l'origine des maladies dans l'enfance. Les résultats de ces études révèlent une surmortalité infantile masculine telle qu'illustrée par le tableau2.6.

Tableau2.6: Mortalité infantile et juvénile par sexes et par âges (en %O)

II.5. Désirs d'enfants selon le sexe au Congo

Le Congo connaît sur le plan culturel une certaine hétérogénéité des régimes matrimoniaux. De façon générale, deux groupes ethniques s'opposent ; les M'bochi, patrilinéaires et les Kongo, matrilinéaires. Ces régimes sont accompagnés d'un certains nombre de considérations vis-à-vis du sexe de l'enfant.

Car, si pour les M'bochi la pérennité du lignage est assurée par les fils, chez les kongo celle-ci est plutôt assurée par les filles. Dans cette dernière ethnie, les gens entretiennent l'idée selon laquelle la vraie descendance est celle engendrée par sa soeur, car toute la communauté peut constater son état de gestation, on est donc plus sur des liens de consanguinité qui unissent les enfants de la soeur avec les frères et autres membres de la famille. Par contre, il est très difficile en Afrique d'établir les liens de consanguinité entre le père et l'enfant à naître, a cause de la faiblesse de la technologie dans le domaine médicale et biologique. Les M'bochi quant a eux reconnaissent tout simplement que ce sont les mères qui connaissent les vrais pères de leurs enfants. Ce qui pose le problème d'infidélité de la femme. Signalons à ce sujet que cette réalité est très souvent a l'origine des ruptures d'unions dans la société congolaise. Ces considérations justifient a notre avis les préférences pour les enfants de sexe masculin, car dans les deux cas, l'héritage, en cas de décès du chef de famille, est légué aux enfants de sexe masculin à la seule différence que dans les ethnies patrilinéaires on l'attribue au fils alors que dans les ethnies matrilinéaires on l'attribue au neveu.

Pendant l'enquête démographique et de santé de 2005, on a demandé à toutes les femmes enquêtées le nombre d'enfants idéal, de sexe masculin et de sexe féminin qu'elles voudront avoir au cours de leur vie génésique. Les réponses données à cette question donnent une idée sur la fécondité désirée et en même temps sur leurs désirs d'avoir des enfants de sexe masculin ou féminin. Le tableau 2.3 résume l'information sur le désir des mères d'avoir soit un enfant de sexe masculin ou de sexe féminin. Il apparaît clairement que les enfants de sexe masculin sont autant voulus que ceux de sexe féminin.

Car, pour chaque nombre les proportions des femmes qui désirent avoir des garçons ou des filles est le même. D'après ces résultats, chaque femme Congolaise désire avoir en moyenne un peu plus de deux enfants pour chaque sexe, soit deux filles et deux garçons.

Tableau2.7 : Répartition des femmes enquêtées selon le nombre idéal d'enfant par sexe

Ces résultats se confirment pour un certain nombre de caractères des femmes. Notamment l'instruction, l'occupation, l'ethnie, l'âge à l'accouchement, le statut dans le ménage, la région de résidence et la religion. Pourtant, on note une légère différence dans la manière de traiter les enfants dès les premiers moins d'existence. Concernant la nutrition des enfants par exemple, le rapport de l'EDS montre que durant les cinq dernières années, précédents l'enquête, 94 % de garçons a été allaitée au sein contre 93 % de filles. Au cours de la même période, 77 % de garçons contre 75 % de filles ont été allaité durant les premiers jours qui ont suivi la naissance de l'enfant. Cependant, 62 % de garçons contre 61 % de filles n'ont pas reçu le colostrum^4(*) très bénéfique pour le renforcement du système immunitaire de l'enfant.

De 1984 jusqu'à récemment en 2001, il apparaît que la rougeole était la première cause de décès des enfants au Congo. Or, il s'avère que cette maladie est évitable par la vaccination. Le rapport de l'EDS montre à ce sujet que les filles sont mieux protégées par rapport aux garçons. En effet, il y a 69 % de filles vaccinées contre la maladie et 64 % de garçons. De même pour l'ensemble des vaccins, on constate que la proportion d'enfants vaccinés tourne à l'avantage du sexe féminin avec une légère différence. Par contre, sur 100 cas de diarrhées, 29 cas ont fait l'objet d'une recherche de traitement chez les garçons et 20 cas chez les filles. Les résultats de l'EDS font également état du fait que plus de garçons dorment sous une moustiquaire imprégnée que les filles. Cela peut être préjudiciable pour les enfants du sexe défavorisé dans la mesure où le paludisme est considéré comme la première cause de mortalité. Cela est d'autant plus vrai que le Congo se situe dans une zone de forte endémicité à cause des caractéristiques physiques très favorables au développement des moustiques.

L'examen de ces résultats montre que ceux-ci sont plus ou moins bien corroborés non seulement avec les théories explicatives des inégalités sexuelles de mortalité des enfants mais également au schéma classique de la mortalité. Ils suggèrent de ce point de vue que le Congo ne fait pas totalement exception au regard des connaissances acquises dans le domaine de la mortalité, sous réserve des évolutions éventuelles. On constate que les garçons sont défavorisés par rapport aux filles presque à toutes les étapes de la vie. Ces résultats suggèrent également la prépondérance des causes endogènes par rapport aux causes exogènes qui sont le fait des comportements parentaux différentiels selon le sexe. Au regard des résultats actuels qui confirment cette tendance, on peut supposer que le contexte socioéconomique caractérisé par la crise, n'a pas vraiment éveillé les attitudes discriminatoires de façon à renverser la tendance. Cette hypothèse est à nuancer dans la mesure où en 1974, on observait une surmortalité féminine juvénile à Brazzaville. De plus, les effectifs ne sont pas aussi significatifs pour pouvoir tirer des conclusions pertinentes.

CHAPITRE 3 : CADRE THEORIQUE ET METHODOLOGIQUE

A la lumière de ce qui est connu sur le sujet, ce chapitre présente le cadre théorique dans lequel l'étude s'inscrit. Il précise les aspects abordés de façon général dans l'introduction, notamment la question de recherche au quelle l'étude se propose de répondre, les objectifs et les hypothèses à tester. Ce chapitre présente également la méthodologie adoptée pour atteindre les objectifs de l'étude. C'est toujours dans ce chapitre que la qualité des données (issues de l'EDSC1), base empirique pour la vérification des hypothèses est appréciée.

III.1. Problématique

La mortalité peut être définie comme étant le processus d'extinction des individus (ou des populations) sous l'effet de la mort. L'analyse de la mortalité se fait par la confrontation du nombre de décès avec le volume de cette population dans un laps de temps donné. Par inégalités de la mortalité selon le sexe, nous entendons les différences de mortalité fondées sur le sexe. On peut également parler de la mortalité différentielle selon le sexe.

Il existe de nombreuses études sur la mortalité des enfants en Afrique subsaharienne, mais celles-ci ne sont pas axées sur les inégalités sexuelles. Ce constat peut se justifier par le fait que les études qui ont été menées jusque là ont abouti à la conclusion selon laquelle, ces inégalités n'étaient pas importantes. Ce résultat est d'autant plus vrai qu'en Afrique, l'enfant est désiré quel que soit son sexe, ce qui justifie par ailleurs le caractère nataliste des Africains au Sud du Sahara. En Afrique, dans les sociétés traditionnelles où celles reposant essentiellement sur l'agriculture, l'idée qui prévaut de la famille est que son but est :

« De perpétuer un patrimoine de force vitale qui s'intensifie dans la mesure où elle manifeste en des corps vivants, en des existants, de plus en plus nombreux et prospères » (L.S. Senghor cité par Biaye, 1994).

Cependant, les études récentes dénotent une sensible augmentation des inégalités dans cette région du monde avec des disparités éventuelles entre pays et à l'intérieur d'un même pays. Lorsque l'on s'intéresse à la mortalité différentielle dans l'enfance, il est clair que l'enfant n'est pas évidemment responsable de sa propre santé. Il est alors indispensable de considérer le comportement des parents (la mère, le père, le couple, la famille, ..., la société) qui en ont la charge. Aussi la culture, le système socioéconomique ou encore ce dernier dans une conjoncture donnée peuvent influencer divers mécanismes psychologiques chez l'individu, M. Biaye (1994). Cette observation va de paire avec les théories explicatives des inégalités de mortalité entre sexes et montre bien les approches dans lesquelles les études menées jusqu'à présent s'inscrivent.

Aussi, ces études existantes sur le sujet tout comme celles relatives à la mortalité en général font écho d'une corrélation forte du phénomène avec, la condition féminine, les rapports de force entre hommes et femmes, bref avec le statut de la femme.

La société africaine est particulièrement réputée pour sa préférence aux enfants de sexe masculin. Cela se manifeste par les attitudes et comportements différentiels à l'égard des enfants selon leurs sexes. On s'attendrait donc à ce que les jeunes garçons bénéficient de plus d'attention et de soins par rapport aux jeunes filles. Ce qui aura certainement une répercussion sur la survie des enfants qui, devrait être nettement meilleure pour les garçons que pour les filles. En d'autres termes, on devrait observer une surmortalité féminine infanto juvénile, voire juvénile étant donné que la mortalité infanto juvénile dépend beaucoup plus des facteurs exogènes.

Mais, alors que cela se confirme « dans près d'un pays sur deux en Afrique sub-saharienne »^5(*), le Congo fait sans doute partie des rares pays qui en font exception. En effet, le rapport de l'EDSC1 révèle une surmortalité masculine de près de 14 % à l'âge juvénile et une surmortalité masculine infanto juvénile de 10 %. Ce résultat confirme la conclusion au quelle T. Lococh et K. Gbenyon ont abouti, dans une étude réalisée dans trois capitales africaines y compris Brazzaville :

« A l'avenir avec le système de soins payants, la situation pourrait évoluer au détriment du sexe féminin ».

Signalons au passage que D. Tabutin, C. Gourbin et G. Beninguisse dans leur étude^6(*) ont :

« Observé quelques changements brutaux de situation des années 1980 aux années 1990, (passage pour un pays d'un type de surmortalité à un autre) : réalité (qui resterait à expliquer) ou artefact dû à la nature et à la mauvaise qualité des données » ? Quelles sont les caractéristiques des mères associées aux inégalités de mortalité selon le sexe chez les enfants de moins de cinq ans au Congo?

Pour répondre à cette question nous avons privilégié à la fois les approches socioéconomique et culturelle qui se sont révélées très déterminantes au regard des études antérieures. L'analyse que nous voulons essentiellement descriptive se fera uniquement au niveau collectif où le statut de la femme sera mis en exergue. La mère reste la personne la plus proche de l'enfant et c'est pourquoi d'ailleurs elle à la responsabilité de veiller à sa santé ainsi qu'à tous les autres soins. Cela fait partie de son rôle social. Une enquête sur la perception de la responsabilité du décès de l'enfant menée à Brazzaville, révèle que dans 28,7 % des cas on attribue le décès de l'enfant au comportement de la mère derrière la négligence du corps médical (30,7 %) et les raisons familiales (37,6 %)^7(*). Le comportement du père ne vient qu'en quatrième position avec 2 %. Cette étude est la bienvenue dans la mesure où les questions de genre sont au centre des politiques et programmes de population, sur la scène nationale et internationale.

Aussi, le contexte politique et socioéconomique actuel et celui des dix dernières années sur le plan national est propice pour observer les inégalités quelles qu'elles soient, surtout quand on sait que la période de référence choisie correspond avec celle de l'augmentation de la mortalité d'après les résultats de l'EDS.

III.2. Objectifs et Hypothèses

III.2.1. Objectifs

L'objectif général de cette étude est de contribuer à l'amélioration des connaissances sur l'ampleur, la nature et les facteurs générateurs des inégalités de la mortalité différentielle selon le sexe. Plus spécifiquement, cette étude permettra de:

· Décrire la mortalité différentielle des enfants selon le sexe et mettre en évidence les inégalités ;

· Déterminer les caractéristiques associées à la mortalité différentielle selon le sexe ;

· Formuler les recommandations pertinentes visant à lutter efficacement contre les inégalités sexuelles.

III.2.2. Hypothèses

Nous supposons que les inégalités de mortalité des enfants selon le sexe sont fortement associées au statut de la femme appréhendé par son niveau d'instruction et son statut dans le ménage.

Ainsi, la précarité de ce statut est un facteur d'augmentation des inégalités. Les caractéristiques socioculturelles et biodémographiques de la femme déterminent la nature ou l'ampleur des inégalités sexuelles de la mortalité des enfants dans le sens d'une surmortalité masculine ou féminine.

Schema3.1 : Cadre conceptuel des inégalités sexuelles de mortalité des enfants

De cette hypothèse générale nous avons tiré six (06) hypothèses spécifiques. Elles s'énoncent en ces termes :

ü La prévalence des inégalités de mortalité des enfants selon le sexe varie en fonction du statut social de la femme en matière de pouvoir de décision. Cette prévalence diminue à mesure que le statut social de la femme en matière de pouvoir de décision augmente.

ü L'ampleur des inégalités de mortalité des enfants selon le sexe varie en fonction du niveau d'instruction de la femme. Elle diminue à mesure que le niveau d'instruction de la femme augmente.

ü La nature des inégalités sexuelles de mortalité des enfants selon le sexe varie en fonction de l'appartenance ethnique. La surmortalité masculine est liée aux ethnies matrilinéaires alors que la surmortalité féminine est liée aux ethnies patrilinéaires.

ü La prévalence des inégalités sexuelles varie en fonction du type d'union. Cette prévalence est élevée dans les ménages polygames que dans les ménages monogames.

ü L'ampleur des inégalités sexuelles de mortalité varie en fonction de l'âge de la mère à l'accouchement, suivant une courbe en U. Elles sont d'autant plus prononcées pour les mères qui accouchent jeunes ou celles qui accouchent aux âges avancés et moins prononcées pour les benjamines de ces dernières.

ü La région de résidence a une influence sur la nature des inégalités sexuelles de mortalité des enfants selon le sexe. On observe une surmortalité masculine dans les régions dominées par le système lignagère matrilinéaire et une surmortalité féminine dans les régions dominées par le système lignagère patrilinéaire.

Schema3.2 : Cadre d'analyse des inégalités sexuelles de mortalité des enfants

III.3. Définitions des concepts de base

Le statut de la femme renvoie à plusieurs dimensions (variables) d'ordre économique et social. Dans cette étude le statut de la femme fait référence au statut social ou à la position sociale pour désigner la place qu'occupe la femme dans la famille ou dans la société. Dans ce sens, il sera mesuré par le statut dans le ménage et l'instruction qui peut renforcer le pouvoir de décision de la femme pour le bien être de ces enfants.

III.3.2. Les caractéristiques socioculturelles et biodémographiques de la femme

Les caractéristiques socioculturelles peuvent se résumer à ce que certains auteurs appellent modèle culturel défini comme étant l'ensemble de normes, d'images, d'habitudes et de croyances relatives à un risque, qui procurent à l'individu des cadres de pensée et de pratique qui sont reconnus et valorisés socialement dans la vie quotidienne des individus, (L.MUDUBU, 1996). Les caractéristiques biodémographiques quant à elles se réfèrent aux facteurs maternels. Pour cette étude nous avons retenu l'âge de la mère à l'accouchement.

III.4. Méthodologie

Les données qui permettront d'effectuer les analyses, seront tirées de la base de données de l'enquête démographique et de santé du Congo, (EDSC1). Plus précisément, nous constituerons un fichier d'analyse à partir du questionnaire femme. Etant donné que l'EDS a été réalisée dans toute l'étendue du territoire nationale, notre étude portera sur tous les enfants de moins de cinq ans nés entre 1996 et 2000, y compris les enfants décédés de la génération dont l'âge au décès est inférieur à 60 mois. Ces enfants ont l'âge compris entre 5 et 10 ans à la date de l'enquête et représente 13.2 % de la population des ménages enquêtés. L'étude concerne également les femmes qui ont entamé leur vie génésique. La période de référence choisie est quinquennale et précède celle des cinq dernières années avant l'enquête.

L'objectif global de la première Enquête Démographique et de Santé du Congo (EDSC-1) était de disposer des indicateurs démographiques et de santé indispensables à la mise en place des politiques et des programmes et plus particulièrement à la finalisation du Document de Stratégie de Réduction de la Pauvreté (DSRP) et au suivi des Objectifs du Millénaire pour le Développement (OMD).

De manière spécifique, cette enquête, réalisée auprès d'un échantillon national de femmes de 15-49 ans et d'hommes de 15-59 ans, visait à atteindre un certain nombre d'objectifs dont entre autres :

· La collecte, à l'échelle nationale et par milieu de résidence, des données permettant de calculer divers indicateurs démographiques, en particulier les taux de fécondité et de mortalité infantile et juvénile ;

· Analyser les facteurs directs et indirects qui déterminent les niveaux et tendances de la mortalité ;

Trois types de questionnaires ont été utilisés pour la collecte des données :

Ce questionnaire destiné aux femmes âgées de 15-49 ans comporte neuf sections parmi lesquelles :

Cette section est consacrée aux informations sur le lieu de résidence, l'âge et la date de naissance, la scolarisation, l'alphabétisation, l'accès aux médias, la religion et l'ethnie ;

Cette section permet de recueillir des informations sur (i) les naissances vivantes que la femme a eues durant sa vie ainsi que sur leur état de survie au moment de l'enquête, (ii) l'état de grossesse au moment de l'enquête et (iii) la connaissance de la période féconde au cours du cycle menstruel.

L'échantillon de L'EDSC-I est représentatif au niveau national, et stratifié à deux degrés.

Les 12 départements du pays ont été regroupés en quatre domaines1 de la manière suivante :

Brazzaville, Pointe-Noire, Sud Congo (Kouilou, Niari, Lékoumou, Bouenza, Pool) stratifié en urbain et rural, Nord Congo (Plateaux, Cuvette, Cuvette-Ouest, Sangha, Likouala) stratifié en urbain et rural. L'échantillon a été tiré indépendamment dans chaque strate. Au premier degré, 225 grappes ont été tirées, proportionnellement à leur taille, à partir de la liste des Zones de Dénombrement (ZD) établie lors du Recensement Général de la Population et de l'Habitat (RGPH) de 1996. Toutes les grappes sélectionnées ont fait l'objet d'un dénombrement exhaustif des ménages.

Deux autres domaines ont été constitués aux moments de la tabulation et de l'analyse ; il s'agit :

- Du milieu urbain, composé des six communes du pays, à savoir Brazzaville, Pointe-Noire, Dolisie, Nkayi, Ouesso et Mossendjo ;

- Et du milieu rural composé de toutes les autres localités qui ne sont pas des communes.

Au deuxième degré, des ménages ont été tirés, à probabilité égale, à partir de la liste des ménages établie lors de l'opération de dénombrement. Le nombre de ménages tirés est de 24 dans chaque grappe urbaine et 34 dans chaque grappe rurale. Au total, 6 012 ménages ont été sélectionnés pour l'enquête ménage. Tous les membres des ménages tirés ont été identifiés à l'aide du questionnaire ménage. Toutes les femmes âgées de 15 à 49 ans (résidantes habituelles ou visiteuses) qui se trouvaient dans ces ménages ont été enquêtées individuellement.

En outre, ces femmes, de même que tous les enfants âgés de moins de cinq ans, ont été mesurés, pesés et ont fourni un échantillon de sang pour estimer la prévalence de l'anémie. De plus, dans un ménage sur deux, tous les hommes de 15 à 59 ans (résidants habituels ou visiteurs) ont également été enquêtés individuellement. Toutes les 225 grappes sélectionnées dans l'échantillon ont pu être enquêtées. Par contre, sur les 6 012 ménages sélectionnés, 5 926 ménages ont été identifiés et trouvés au moment de l'enquête. Parmi les ménages identifiés, 5 879 ont pu être enquêtés avec succès, soit un taux de réponse de 99 %.

III.5. Evaluation de la qualité des données

L'évaluation consiste à porter un regard critique sur la qualité des données en vue de déceler des erreurs éventuelles. Deux grands types d'erreurs sont souvent mentionnés, à savoir les erreurs d'échantillonnage (dues à l'inférence statistique) et les erreurs d'observation (dues aux mauvaises déclarations et enregistrements, voire à la saisie des données).

De leurs effets, va dépendre non seulement la qualité des données et les résultats de l'enquête (EDSC1), mais également les méthodes d'analyses ainsi que les résultats auxquels ces analyses aboutiront. Dans cette section nous nous proposons d'examiner la deuxième catégorie d'erreurs, notamment les erreurs d'observation.

Au regard des résultats, on constate que, seule la variable type d'union n'est pas pertinente parmi les variables retenues dans l'étude. Ce qui implique que l'interprétation des résultats sur cette variable devra être relativisée.

L'indice de Whipple permet de se prononcer sur la préférence (attraction ou répulsion) des âges ronds (qui se terminent par 0 et 5). Cet indice vaut 5 lorsque tous les âges enregistrés se terminent par 0 ou 5; il vaut 1 lorsqu'il y a aucune préférence pour ces chiffres ; il est inférieur à 1 lorsqu'il y a au contraire répulsion ou attraction pour ces deux chiffres et vaut 0 si aucun âge ne se termine par l'un de ces deux chiffres. Pour ce cas d'espèce l'indice de Whipple est égal à 1,66; il est supérieur à 1. On peut conclure qu'il y a des préférences pour les âges ronds comme l'indique d'ailleurs le graphique ci-dessous.

Ce graphique montre également une diminution des effectifs des femmes en dents de scie qui dénote un mauvais classement des femmes par rapport à leurs âges dans l'ensemble. Dans le souci d'examiner les disparités des préférences pour les âges ronds et le mauvais classement nous avons repris le graphique précédent selon le milieu de résidence. On peut constater qu'en dépit d'une petite différence au niveau des adolescentes, la baisse des effectifs suit presque une même tendance et un même rythme comparable à celui de l'ensemble. En milieu urbain comme en milieu rural, il y a attraction pour les âges ronds. Cependant on remarque des saillies et des creux au niveau des âges qui se terminent par des chiffres autres que 0 et 5 qui dénotent une attraction ou une répulsion qui serait nécessaire de vérifier avec les indices de Myers et Bâchi.

Graphique3.2 : Attraction des âges et Evolution des effectifs de femmes par milieu de résidence

Pour déterminer les indices de Myers et de Bâchi nous avons eu recours à la procédure SINGAGE du logiciel PASEX. En effet, à la différence de l'indice de Whipple qui est le plus simple à calculer manuellement, ces indices sont plus complexes.

L'indice de Myers exprime les préférences ou les aversions pour les âges se terminant par les chiffres compris entre 0 et 9. Si les déclarations d'âges sont exactes, l'indice est à peu près nul. Sa valeur est d'autant plus élevée que les aversions pour les âges se terminant par certains chiffres sont plus grandes et sa valeur maximale est atteinte lorsqu'il y a préférence pour tous les âges se terminant par un seul et un même chiffre, il vaut dans ce cas 180.

Pour les données de l'EDSC1, l'indice de Myers que nous avons trouvé vaut 11,2 pour les hommes et 9,9 pour les femmes. Cela voudrait dire qu'il y a une préférence que pour certains de ces chiffres et que ces préférences ne sont pas très importantes.

L'examen du graphique3.3 obtenu à cet effet, montre une légère répulsion pour les âges qui se terminent par les chiffres 1 et 4 puis une légère attraction pour ceux qui se terminent par les chiffres 0 ; 2 et 5. Les âges qui se terminent par 8 sont attractifs pour les hommes et répulsifs pour les femmes. Toute fois les aversions pour ces chiffres sont plus prononcées chez les hommes que chez les femmes, ce qui sous entend que les femmes ont plus ou moins bien déclaré les âges par rapport aux hommes.

L'indice de Bâchi peut être considéré comme une version améliorée de l'indice de Myers. Elle permet d'observer l'attraction et la répulsion de l'un des chiffres de 0 à 9. Le principe d'interprétation de cet indice est le même que celui de Myers, à la différence qu'il varie entre 0 et 90, il est généralement à peu près égale à la moitié de l'indice de Myers pour les mêmes données. Il est égal à 6,3 pour les hommes et 5,3 pour les femmes, ce qui suppose une préférence pour quelques chiffres.

A travers le graphique3.4, on peut se rendre compte qu'il s'agit d'une attraction des âges qui se terminent par les chiffres 0 ; 2 et 5 puis d'une répulsion des âges qui se terminent par les chiffres 1 ; 4 ; 6 et légèrement par ceux qui se terminent par 9. L'indice de bâchi confirme la tendance observée au niveau de l'indice de Myers puisque le chiffre 8 demeure répulsif pour les femmes et attractif pour les hommes. Il introduit une petite différence au niveau de l'ampleur des préférences pour tous ces chiffres.

Etant donné que l'absence de préférence pour certains âges n'exclut pas la mauvaise déclaration d'âges, nous avons utilisé la procédure AGESEX pour évaluer la structure de la population avec l'indice combiné des Nations Unies (ICNU). Cet indice permet d'apprécier la qualité des données, notamment la structure par groupes d'âges et par sexe de la population.

En effet, une valeur de l'ICNU inférieur à 20 indique que les données sont de bonne qualité, lorsqu'elle est comprise entre 20 et 40, les données sont de mauvaise qualité et elles sont de très mauvaise qualité lorsque l'ICNU est supérieur à 40.

Les calculs que nous venons de faire aboutissent à un indice brut de 57,94. Corrigé du fait que l'effectif de la population est inférieur à un million, cet indice vaut finalement 35,31. Cela dénote un mauvais classement des effectifs par groupes d'âge puisque l'ICNU est compris entre 20 et 40 (20<ICNU<40). Cela peut encore se remarquer à travers la courbe d'évolution des effectifs de femmes ajustée. Car, on voie bien que l'allure de cette courbe n'est pas tout à fait régulière. Ce qui veut dire que les indicateurs de mortalité qui seront estimés sur la base de l'âge des mères pourront comportés un biais, notamment une surestimation ou une sous estimation (selon les cas) de la mortalité puisque la mauvaise déclaration de l'âge des mères implique un mauvais classement des événements (naissances et décès) selon l'âge.

Graphique3.5 : Evolution de la structure par âge de la population féminine

III.5.3. Evaluation de l'âge des enfants

ü Le déplacement des dates de naissance des enfants en calculant les rapports des naissances annuelles ;

ü La variation des rapports de masculinité à la naissance et des rapports de masculinité classés selon l'âge des mères ;

ü La variation du nombre moyen de décès par femme et la variation des enfants décédés parmi les enfants nés vivants selon l'âge des mères et le sexe de l'enfant.

Le rapport des naissances annuelles peut rendre compte du déplacement différentiel des dates de naissances des enfants. En effet, selon que les enfants soient vivant ou décédés et bien que n'affectant pas les niveaux de mortalité de l'ensemble de la période rétrospective, ces déplacements peuvent induire une sous estimation de la mortalité d'un intervalle donné et par conséquent une surestimation de la mortalité d'un autre intervalle. Il s'agit ici des intervalles quinquennaux par exemple. Ils peuvent également affecter la mortalité différentielle selon le sexe dans la mesure où ces transferts peuvent être importants pour un sexe que pour l'autre.

En l'absence de déplacement d'années de naissance, d'attraction sur les années de naissance particulières ou d'évolution erronée du nombre total des naissances, la valeur attendue du ratio des naissances serait approximativement égale à 100. On soupçonnerait un transfert de naissances lorsque cette valeur est significativement inférieure ou supérieur à 100. L'analyse du tableau ci-dessus fait observer un report de naissances pour les années 1996,1998 et 2000.

En effet, on note un déficit de naissances au cours de ces années pour l'ensemble des deux sexes tout comme au niveau de chacun des sexes. Ces déficits pourraient également traduire un sous enregistrement de naissances pendant cette année.

Cependant un transfert important de naissances de 2000 se serait produit au profit de l'année 1999, notamment chez les garçons où le RNA s'élève à 125,5 en 1999 contre 84,6 en 2000. Ce plafonnement des naissances au cours de la septième année précédent l'enquête peut être interprétée comme un report de naissances qui serait survenues pendant la sixième année avant l'enquête. Cela est d'autant plus vrai du moment où on observe un déficit de naissances au cours de cette année. On peut supposer comme M. Barbieri que les enquêtrices, cherchant à alléger leur travail ont eu tendance à repousser de quelques années les naissances limites (c'est-à-dire proche des cinq dernières années avant l'enquête).

En effet, « les questions qui concernent les naissances ayant eu lieu au cours des cinq dernières années précédents l'enquête sont beaucoup plus nombreuses et détaillées que pour les naissances ayant eu lieu antérieurement. Les enquêteurs ont eu tendance à repousser d'un an les naissances ayant eu lieu cinq ans avant l'enquête pour alléger leur charge de travail », cité par M. BIAYE.

Par contre plus loin des cinq ans précédents l'enquête, les transferts de naissances peuvent s'expliquer par la tendance des mères de rajeunir leurs enfants pour éviter le déphasage entre l'âge exact de l'enfant et l'âge d'entrer à l'école. Ce serait par exemple le cas des enfants nés en novembre et décembre et les parents se sont arrangés à obtenir un acte de naissance pour l'année suivante afin d'éviter que l'enfant ait une année de plus à cause d'un ou de deux mois supplémentaires. En dehors des déficits constatés en 1996 (plus importants chez les filles), qui pourront sous-estimer la mortalité de la période 1996-2000, ceux de 1998 et 2000 sont sans conséquences sur les niveaux de mortalité, car se produisant à l'intérieur de l'intervalle.

Les rapports de masculinité à la naissance permettent de déceler les omissions sélectives des enfants selon le sexe. Il est établi qu'à la naissance, il nait 105 garçons contre 100 filles, ce qui signifie qu'un rapport de masculinité à la naissance qui s'éloignerait de 105 peut être interprété comme une omission des garçons ou celle des filles selon que ce dernier est considérablement inférieur à 105 ou significativement supérieur à 105 respectivement.

Pour bien interpréter les rapports de masculinité nous pouvons calculer l'intervalle de confiance par rapport à l'échantillon pour voir s'il y a des valeurs extrêmes.

IC= [0.49659 ; 0.52741], en multipliant par 205, on peut déterminer la variation normale des rapports de masculinité à la naissance pour cette échantillon : IC= [101,8 ; 108,12]. Lorsqu'on observe le tableau, on remarque que les naissances semblent être males déclarées en 1997, 1999 et en 2000, les rapports de masculinité n'étant pas bien encadrés par l'intervalle de confiance (IC), tout en acceptant une marge d'erreur de 5%. Ces résultats supposent qu'il y a eu omission des garçons pour les années 1997 et 2000 alors que celle des filles se fait remarquer pour l'année 1999. Cette tendance est mieux illustrer par le graphique.

Le calcul (sous l'hypothèse de linéarité) de l'indice d'attraction centré sur un âge x, en rapportant l'effectif des enfants survivants à cet âge à la demi somme des effectifs des enfants ayant survécus jusqu'aux âges encadrant, nous permet d'examiner la nature et l'ampleur de l'attraction de certains âges.

Le tableau ci-après donne les résultats du calcul de cet indice entre 4 ans et 9 ans.

Certes, les petits écarts par rapport à 100 à un âge donné ne sauraient être systématiquement interprétés comme le fait d'une attraction ou répulsion de cet âge. Si dans ce cas précis, les écarts importants inférieurs à 100 peuvent être considéré comme le résultat d'une mortalité sélective des enfants de 7 ans et 9 ans (à cause des effets de la situation socioéconomique et politique sur les enfants), l'écart supérieur à 100, peut au contraire être interprété comme le résultat d'une attraction à l'âge 8 ans, chez les filles comme chez les garçons. On peut supposer que les mères ont plus ou moins déclarés les enfants âgés de 9 ans parmi ceux de 8 ans. Ce phénomène d'attraction est également observé chez les filles à l'âge de 5 ans dont l'écart par rapport à 100 est de 13 points.

d). Répartition des enfants (nés vivants et décédés) par sexe et rapports de masculinité selon l'âge de la mère

Les données fournies par ce tableau sont nécessaires pour estimer le nombre moyen d'enfants décédés par femme ainsi que la proportion d'enfants décédés parmi les enfants nés vivants. Lesquelles données permettront d'évaluer la complétude des événements (naissances vivantes et décès). On peut également se prononcer sur les omissions sélectives par sexe puisque les événements sont répartis par sexe.

Tableau3.5: Répartition d'enfants nés vivant et décédés selon l'âge de la mère

Graphique3.8 : Variation des rapports de masculinité selon l'âge de la mère

La courbe ci-dessus donne la variation des rapports de masculinité selon les groupes d'âges des mères. A l'exception du groupe des 15 à 19 ans, ces rapports devraient être compris entre 102 et 107 et ne devraient pas croître en fonction de l'âge de la mère. Or, cette courbe est constante et est en dessous de 100 entre 15 et 30 ans avant de croître au-delà de 107 entre 35 et 49 ans. Cette variation anormale des rapports de masculinité laisse penser à une omission sélective des enfants de sexe masculin chez les femmes de moins de 35 ans et celle des filles chez les femmes de plus de 35 ans. Cela peut également traduire le mauvais classement des mères selon leurs groupes d'âges. Par exemple, lorsqu'une femme de 34 ans déclare avoir 36 ans, elle sera classée dans le groupe d'âge 35-39 ans avec ses enfants plutôt que dans le groupe 30-34 ans où ils devraient être.

Les données du tableau3.5 permettent aussi de calculer le nombre moyen d'enfants décédés par femme et la proportion d'enfants décédés parmi les enfants nés vivants. Les graphiques ci-dessous en sont une illustration. Le nombre moyen d'enfants décédés et la proportion d'enfants décédés parmi les enfants nés vivants devraient croître avec l'âge des mères, sinon les enfants décédés ont été omis dans une proportion importante que ceux qui sont restés en vie.

L'examen du premier graphique montre une décroissance du nombre moyen d'enfants décédés par femme au-delà de 25 ans. On peut aussi constater que la proportion des garçons décédés décroît plus vite que celle des filles. Cela suppose une omission des décès, qui serait plus important chez les garçons pour les femmes âgées de plus de 25 ans.

Graphique3.10 : Proportion d'enfants décédés parmi les enfants nés vivants selon l'âge des mères

Ce graphique confirme les résultats précédents avec la variation du nombre moyen d'enfants décédés. Car la chute rapide de la proportion d'enfants décédés parmi les enfants nés vivants traduit une omission importante des enfants décédés par rapport aux enfants restés en vie. Cependant, si ce phénomène d'omission peut affecter considérablement le niveau de mortalité générale, cela ne devrait pas être autant pour la mortalité différentielle. En effet, on constate que toutes les courbes chutent avec le même rythme et varient-en suivant une même tendance entre 10 et 20 %. Cela suppose que le gap entre les omissions des décès et celles des survivants est très important, car si cette proportion devrait croître comme on pouvait s'y attendre, le point le plus bas se situerait entre 50 et 70 %.

III.6. Méthodes d'analyse de la Mortalité

Les données que nous utilisons sont issues d'une enquête rétrospective, qui offre l'avantage de procéder aussi bien aux analyses transversale que longitudinale. L'approche longitudinale étudie la survenance des événements dans les cohortes successives et permet de caractériser l'individu (ou les groupes d'individus) concerné, le temps est repérer par le millésime des cohortes successives. L'approche transversale étudie les événements qui se sont produits au cours des périodes successives, il permet de caractériser l'occurrence du phénomène étudié. Ici le temps est repérer par le millésime de chaque période.

Or, cette étude vise à caractériser au niveau agrégé les enfants selon quelques caractéristiques des mères en ce qui concerne les discriminations sexuelles en matière de mortalité. De ce point de vue l'analyse longitudinale sera privilégiée au détriment de l'analyse transversale. Dans la plupart des études de la mortalité infanto juvénile, on reproche souvent à l'approche longitudinale de poser les problèmes d'effets de troncature et de la durée d'exposition au risque de mourir lorsqu'on travaille sur les cinq dernières années précédents l'enquête.

En effet, les informations concernant les variables intermédiaires ne sont disponibles que pour les enfants nés au cours des trois dernières années avant l'enquête. Le recours à la période quinquennale des cinq dernières années avant l'enquête requiert impérativement l'hypothèse d'indépendance qui n'est pas toujours vérifié pour toutes les femmes ou pour tous les enfants.

Mais dans le cadre de cette étude, l'objectif poursuivi n'étant que la description du phénomène, ne nous oblige pas de recourir ni aux variables intermédiaires, ni à l'hypothèse d'indépendance et aux cinq dernières années comme période de référence. Ce qui nous évite les problèmes de durée d'exposition et d'effet de troncature. Le schéma ci-dessous illustre bien la délimitation de la période de référence et permet de comprendre le principe de calcul des indicateurs utilisés selon l'optique longitudinale que nous adoptons dans cette étude.

III.6.1. Formules de calcul

Deux types d'indicateurs seront calculés, à savoir le quotient de mortalité et le rapport de masculinité des risques de mortalité. Le quotient de mortalité sera obtenu en rapportant l'effectif des décès survenus entre les âges x et x+a par celui des survivants à l'âge x. C'est la probabilité pour un enfant ayant atteint l'âge x de mourir avant d'atteindre l'âge x+a, a étant l'intervalle d'âge considéré.

Par exemple sur le diagramme, l'expression de calcul du quotient de mortalité infanto juvénile pour la génération 96-2000 sera obtenue par la relation :

La variable dépendante de cette recherche est la différence de mortalité des enfants selon le sexe. Ces différences de mortalité seront mesurées par le rapport de masculinité des risques ou des quotients de mortalité des enfants. Elle peut être définie comme étant l'écart entre le quotient de mortalité des garçons et celui des filles. L'ampleur des inégalités sera donnée par l'écart du rapport de masculinité des risques de mortalité par rapport à 1 ou à 100. Cet indicateur sera fourni ou calculé pour chaque groupe de femmes constitué en fonction des variables retenues dans l'analyse.

Le rapport de masculinité des risques de mortalité est calculé en rapportant le quotient de mortalité des garçons (QMG) d'un groupe de femmes donné par celui des filles (QMF) du même groupe.

III.6.2. Construction des indicateurs

Dans le but de vérifier certaines hypothèses émises dans le cadre de cette étude, deux variables composites ont été créées. Il s'agit du niveau de vie du ménage et du statut de la femme.

Le niveau de vie du ménage est une variable composite construit à travers plusieurs variables relatives aux caractéristiques de l'habitat du ménage et aux biens possédés par le ménage. En effet, la difficulté de saisir le revenu des enquêtés dans les EDS en terme monétaire oblige le plus souvent les chercheurs à construire un indicateur composite à partir du confort de l'habitat. Cet indicateur sera catégorisé en trois modalités à savoir pauvre, moyen et riche. Elle a été recodée en trois modalités à savoir : pauvre, moyen et riche.

Cet indicateur est constitué des variables relatives à la position sociale de la femme. La variable comprend également trois modalités qui sont faible, moyen et élevé.

Dans les deux cas, on a utilisé la même procédure. Notamment, l'Analyse en Composantes Principales (ACP) qui permet de réduire le nombre de variables. Le but n'étant pas d'examiner les corrélations entre ces différentes variables. La procédure ACP permet de faire l'extraction des facteurs indépendants les uns des autres. Ces facteurs sont en quelque sorte des combinaisons linéaires entre les anciennes variables. Ils sont destinés à remplacer les anciennes variables. Dans ce cas précis et pour chaque indicateur, on a demandé à la machine de créer un seul facteur en trois fractiles. Le recodage du premier facteur d'après les trois intervalles a permis de nommer l'indicateur et ces différentes modalités. Les programmes de création des deux indicateurs ainsi que les variables ayant pour leur création figurent à l'annexeB.

A l'issue de ces investigations, on retiendra que malgré leur mauvaise qualité, les données de l'enquête démographique et de santé du Congo réalisée en 2005 peuvent se prêter aux analyses. Le mauvais classement des effectifs selon l'âge peut être surmonté en faisant des regroupements par tranches d'âges. De façon générale, la mauvaise qualité des données qui se révèle est de nature à sous estimer ou à surestimer uniquement le niveau de la mortalité des enfants.

Cependant la mortalité différentielle ne se trouve pas biaisée ou affectée puisque les omissions des événements (naissances et décès) ne sont pas sélectives par rapport au sexe de l'enfant. Aussi, le fait que les quotients de mortalité et les rapports de masculinité sont calculés pour les tranches d'âges permet de minimiser les biais relatifs aux transferts des années de naissance et des décès des enfants.

DEUXIEME PARTIE : ANALYSES DES INEGALITES DE LA MORTALITE DES ENFANTS

CHAPITRE 4 : ANALYSE DIFFERENTIELLE DES

INEGALITES SEXUELLES DE MORTALITE DES ENFANTS

Il est très difficile de faire comprendre à un africain, plus particulièrement à une mère ou à un père qu'il existe une discrimination sexuelle du point de vue des traitements apportés aux enfants dont la finalité est la différence de mortalité entre les enfants de sexe masculin et ceux de sexe féminin. Cette difficulté tient du fait que ces derniers estiment que l'enfant qu'il soit de sexe masculin ou de sexe féminin, il reste un enfant. La plupart des études consacrées à cette question n'ont pas permis jusque-là d'avoir des connaissances sur chaque pays. Il existe néanmoins une régionalisation des inégalités sexuelles de mortalité dans l'enfance.

En Afrique la région la plus touchée est le Moyen Orient suivi de l'Afrique de l'Ouest. Ce chapitre permettra de répondre aux deux premières préoccupations de cette étude. Notamment, celles de vérifier s'il existe des inégalités de mortalité des enfants fondées sur le sexe et de dire à quelle ampleur celles-ci se manifestent au Congo. Les inégalités et leurs ampleurs seront mesurées à toutes les tranches d'âges classiques de la vie de l'enfant pour certaines caractéristiques des mères regroupées en deux catégories. Il s'agit des caractéristiques socioculturelles ainsi que celles relatives au statut de la femme, qui constitueront l'ossature de ce chapitre.

Pour ce faire nous avons opté pour les tableaux à doubles entrées qui offrent deux avantages :

· Le premier est relatif à l'entrée verticale et permettra de suivre l'évolution de la surmortalité selon l'âge de l'enfant pour chaque modalité de la variable considérée ;

· Le second est relatif à l'entrée horizontale, elle permettra de comparer les rapports de masculinité des risques de mortalité entre les différentes modalités de la variable pour un âge donné de l'enfant.

IV.1. Evolution temporelle des inégalités sexuelles de mortalité des enfants

On observe à travers ce tableau une surmortalité masculine à tous les âges. Les rapports de masculinité des risques de mortalité varient entre 112 % pour la mortalité juvénile et 128 % pour la mortalité post néonatale. Le rapport de masculinité de la mortalité infanto juvénile s'établit à 121,30 %, soit une surmortalité masculine de 17.55 %. Mais la comparaison simple des rapports de risque de mortalité ne nous dispose pas de se prononcer sur l'importance des inégalités. Il faut mesurer les écarts par rapport à 100, pour se rendre compte de l'évolution de cette surmortalité. En effet, en divisant la différence entre les quotients de mortalité masculine et féminine par le quotient de mortalité masculine/féminine et en multipliant le résultat par 100 ([(qG-qF)/qG]*100 ou [(qF-qG)/qF]*100), on trouve l'intensité de la surmortalité masculine. Le graphique 4.1 illustre mieux l'intensité de la surmortalité masculine et son évolution selon l'âge des enfants.

Tableau4.1: Rapports de masculinité des quotients de mortalité des enfants

On constate que la surmortalité masculine avant un an et la surmortalité masculine infanto juvénile se situent presque au même niveau. Mais cela ne signifie pas que celle-ci n'a pas variée entre le premier et le cinquième anniversaire, puisqu'elle a baissée entre temps jusqu'à 10,55 % à l'âge juvénile. Ce résultat sous entend que les facteurs externes ne sont pas à l'avantage des petits garçons. Le chapitre suivant nous aidera à y voir un peu plus claire sur les facteurs qui discriminent plus les garçons.

Graphique4.1 : Variation du niveau de surmortalité masculine selon l'âge des enfants

IV.2. Facteurs socioculturels des inégalités sexuelles de mortalité des enfants

Les inégalités sexuelles de la mortalité sont généralement le fait de deux catégories de facteurs ; les facteurs internes encore appelés facteurs biologiques et les facteurs externes ou socioculturels et économiques. Dans cette section nous envisageons étudier exclusivement les facteurs socioculturels. Cette méthodologie comporte un petit biais dans la mesure où les facteurs biodémographiques de la mère qui peuvent beaucoup contribué pour expliquer les inégalités sexuelles de la mortalité ne sont pas pris en compte dans cette étude. Néanmoins, nous pouvons examiner comment ces inégalités varient en fonction des caractéristiques socioculturelles des mères. Cependant, les caractéristiques socioéconomiques feront l'objet de la deuxième section.

IV.2.1. L'ethnie de la mère

L'examen des rapports de masculinité des quotients de mortalité selon l'ethnie révèle quelques nuances. Car, la surmortalité masculine n'est plus systématique à l'exception des ethnies Kongo et vili pour les quelles on observe une surmortalité masculine dans toutes les tranches d'âges. Tandis que chez les M'bochi on observe une surmortalité féminine en dehors de la surmortalité féminine post néonatale qui se dégage. Cette dernière ethnie se caractérise une fois de plus par sa propension à discriminer les filles dans la mesure où la surmortalité masculine infanto juvénile est presque quasi-totale dans toutes les autres ethnies du Congo.

En effet, ce n'est que chez les M'bochi qu'on observe une surmortalité féminine pour les moins de cinq ans où le rapport de masculinité infanto juvénile s'établit à 84,1 %, soit une surmortalité féminine de 16,1 %. Le rapport de surmortalité masculinité infanto juvénile le plus élevé est enregistré chez les vili avec une surmortalité de 60%.

Ces résultats confirment la réalité sociale du Congo. La surmortalité masculine dans les ethnies Kongo et Vili peut s'expliquer par leur appartenance au système matrilinéaire. Le système matrilinéaire est un concept utilisé en Sociologie et Anthropologie pour désigner l'organisation sociale dans lequel les origines sont retracées par la lignée des femmes, et où tous les enfants appartiennent au clan de la mère. Ce système est associé à l'héritage par la lignée féminine des biens matériels et des prérogatives sociales. De même la surmortalité féminine chez les M'bochi trouve son origine dans le système patrilinéaire. Dans ce système la descendance est déterminée par la lignée masculine et où tous les enfants portent le nom du père ou appartiennent à son clan^8(*). Le système est également associé avec l'héritage par la lignée masculine des biens matériels et surtout des prérogatives sociales. Seulement chez les M'bochi, la primogéniture^9(*) n'est pas souvent pratiquée, car de son vivant le père peut repérer un des fils qui suscite sa confiance et à qui il peut léguer les prérogatives sociales.

Tableau4.2 : Rapports de masculinité des quotients selon l'ethnie de la mère

Le quotidien des congolais semble également confirmer ces résultats. En effet, de nos jours une descendance féminine nombreuse est synonyme de richesse à cause des biens procurés par la dot. Autre fois la dot^10(*) était symbolique pour vérifier la maturité et l'engagement du futur époux, voire se rassurer de l'épanouissement de la jeune mariée. Mais actuellement la dot est devenue un prestige que seules les couches privilégiées peuvent s'offrir à cause du prix à payer. Le système matrilinéaire n'est pas exempt de cette situation car, donner une fille en mariage peut être vécu comme une perte lorsque celle-ci ne reste pas dans le système. Cela a pour conséquences les obstacles des mariages inter ethniques et la sur taxation de la dot. Dans certains groupes ethniques, les Tékés, les Vili et les Kongos, ce montant peut être exagérément élevé. Pour ces deux groupes, la dot est considérée comme une sorte de preuve de la détermination du garçon. L'ethnie de la mère est donc très révélatrice des inégalités sexuelles de mortalité des enfants, du point de vue de leur nature et leur ampleur. En ce qui concerne la nature, on peut distinguer les ethnies matrilinéaires caractérisées par la surmortalité masculine des ethnies patrilinéaires caractérisées par la surmortalité féminine. Lorsqu'on examine l'ampleur des inégalités sexuelles de mortalité des enfants, on constate que les Bembé se détachent des Kongo et Vili, qui constituent tous le grand groupe Kongo.

Graphique4.2 : Variation du niveau de surmortalité selon l'ethnie de la mère

Le graphique ci-dessus nous aide à visualiser le niveau de surmortalité masculine ou féminine à chaque tranche d'âges pour toutes les ethnies. De façon générale, les niveaux de surmortalité masculine les plus élevés sont enregistrés chez les vili alors que la surmortalité féminine (néonatale et juvénile) est plus intense respectivement chez les M'bochi et les téké où elle dépasse 50 %.

IV.2.2. La religion de la mère

Au niveau de la religion les inégalités sexuelles sont remarquables aussi bien pour la mortalité des enfants de moins d'un an que pour la mortalité juvénile et infanto juvénile. On observe une surmortalité masculine dans toutes les religions chrétiennes traditionnelles ou anciennes (Catholique, Protestant et Salutiste) et une surmortalité féminine dans les autres religions. Les rapports de masculinité des quotients les plus élevés sont enregistrés chez les enfants âgés de plus d'un an, nés de mères catholiques suivi de ceux des mères salutistes.

Tableau4.3 : Rapports de masculinité des quotients selon la religion de la mère

L'intensité de la surmortalité masculine à moins d'un an est légèrement plus élevée pour les enfants des fidèles salutistes que pour les enfants des femmes catholiques. Cette tendance s'inverse avec la croissance des enfants puisque la surmortalité masculine juvénile et infanto juvénile deviennent rapidement plus élevées pour les fils de catholiques.

IV.2.3. L'âge de la mère à l'accouchement

La variation des inégalités sexuelles des enfants selon l'âge de la mère à l'accouchement semble suivre le schéma classique de mortalité pour les périodes néonatale, post néonatale et infanto juvénile où l'on observe une surmortalité masculine élevée chez les mères ayant accouchés jeunes (moins de 25 ans) ainsi que chez celles qui ont accouché à plus de 35 ans, plutôt que chez les mères dont l'âge à l'accouchement est compris entre 25 ans et 35 ans. La surmortalité féminine n'est observée qu'au niveau de la mortalité juvénile chez les enfants nés de mères âgées de plus de 35 ans. Donc plus les femmes accouchent très jeunes ou à un âge avancé, plus les inégalités sexuelles seront prononcées.

Tableau4.4 : Rapports de masculinité selon l'âge de la mère à l'accouchement

L'observation du graphique4.4 montre que la surmortalité masculine néonatale et post néonatale est plus forte chez les femmes qui ont accouché étant très âgées tandis que la surmortalité masculine juvénile et infanto juvénile l'est au niveau des femmes qui ont accouché lorsqu'elles étaient jeunes.

Graphique4.4 : Variation du niveau de surmortalité selon de la mère à l'accouchement

IV.2.4. Le type d'union

Le type d'union apparaît très révélateur des inégalités sexuelles de mortalité dans l'enfance. Si à la naissance le niveau de surmortalité est presque le même pour les femmes en union monogamique et polygamique, les différences sont cependant très nettes au-delà d'un mois d'existence avec des écarts très importants sans toute fois montrer une tendance précise. Le contrôle de ces résultats par l'ethnie devrait en principe permettre de donner une explication sur les écarts constatés dans un contexte où le système matrilinéaire est presque clair. Dans ce cas nous seront amené à vérifier si les différences des inégalités sexuelles entre les femmes en union monogamique et celles en union polygamique sont dues à ce système.

Du moins, ces résultats reflètent la situation au quelle on attendait d'après les résultats obtenus dans les autres pays africains. En effet, il nous semble que les petits garçons issus des ménages polygames ont été beaucoup plus désavantagés par les facteurs biologiques (136 % à moins d'un an) que par les facteurs culturels (71 % au-delà d'un an). On peut donc supposer que la surmortalité masculine observée chez les femmes polygames entre 0 et 5 ans a été beaucoup plus influencée par la surmortalité infantile. Cela sous entend que l'on devrait en réalité observer une surmortalité féminine infanto juvénile dans les ménages polygames comme c'est le cas au niveau de la mortalité juvénile, qu'on peut assimiler à une préférence pour les enfants de sexe masculin.

On peut donc dire que le régime polygamique conduit à une surmortalité féminine alors que le régime monogamique conduit à une surmortalité masculine au-delà d'un an. La surmortalité féminine dans le régime polygamique ne peut se comprendre que dans un contexte patrilinéaire dans ce sens que chaque coépouse cherche à bénéficier d'un certains nombre de privilèges de la part du mari pour avoir engendré une descendance masculine nombreuse. En régime monogamique, la préférence masculine pour les mères est très négligeable dans la mesure où les enfants issues de cette union sont les seules à hériter les biens du père. On peut donc comprendre que l'absence de concurrence entre les demi-frères dans ce régime aboutit à une surmortalité masculine.

IV.2.5. l'état matrimonial de la mère

L'état matrimonial fait également ressortir les inégalités sexuelles de la mortalité dans l'enfance. Seul le niveau de surmortalité masculine peut faire la différence entre les femmes célibataires, mariées, divorcées et les femmes en union libre. Ces dernières sont remarquables non seulement parce que la surmortalité masculine est moins forte mais aussi parce que celle-ci s'observe à toutes les étapes de la vie de l'enfant. En effet, entre 1 et 4 ans, on observe une surmortalité féminine sauf chez les femmes en union libre où la surmortalité masculine est la plus forte. Les femmes divorcées enregistrent les niveaux de surmortalité masculine les plus élevés dès l'âge post néonatal. La différence de surmortalité juvénile féminine et de surmortalité infanto juvénile masculine n'est pas très importante entre les enfants des célibataires et ceux des mariées.

Tableau 4.6 : Rapports de masculinité des quotients selon l'état matrimonial de la mère

En faisant une lecture horizontale, on constate que les petits garçons nés de mères célibataires, mariées et en union libre bénéficient d'une situation meilleurs par rapport à ceux qui sont nés de mères divorcées et veuves entre 0 et 5 ans. La surmortalité masculine infanto juvénile est deux fois plus élevée chez les divorcées et les veuves (près de 30 %) que chez les célibataires, mariées et les femmes en union libre (10 à 15 %).

Graphique 4.6 : Variation du niveau de surmortalité selon l'état matrimonial de la mère

IV.2.6. Le milieu de résidence

Les différences de mortalité fondées sur le sexe de l'enfant selon le milieu de résidence ne sont pas sélectives ; cette variable conduit à une surmortalité masculine aussi bien en milieu rural qu'en milieu urbain. Cependant, ces inégalités sont très prononcées en milieu urbain plutôt qu'en milieu rural. L'écart de surmortalité masculine entre le milieu urbain et le milieu rural peut s'expliquer par l'effet d'un (ou plusieurs) facteur externe certainement spécifique à la ville.

Tableau 4.7: Rapports de masculinité selon le milieu de résidence de la mère

On peut soupçonner le coût de la vie qui peut conduire à certains comportements inégalitaires des plus inattendus. Comme nous l'avons dans le propos introductif, une situation de crise peut s'accompagner d'une réduction au strict minimum de la satisfaction des besoins du ménage. Dans ces conditions les mères peuvent se montrer beaucoup plus insensibles qu'ils ne l'étaient quand la situation était bonne, même à l'égard des enfants préférés. Elles seront donc beaucoup plus insensibles vis-à-vis de ceux dont elles manifestent un certain rejet en termes d'affection maternelle.

Graphique 4.7: Variation du niveau de surmortalité selon le milieu de résidence

Mis à part la surmortalité masculine post néonatale, les inégalités sexuelles de mortalité des enfants de moins de cinq ans qui s'expriment uniquement en termes de surmortalité masculine sont plus prononcées en milieu urbain qu'en milieu rural.

IV.2.7. La région de résidence

La région de résidence telle qu'elle a été conçue, permet d'observer deux situations différentes que nous avons déjà abordées. En effet, Brazzaville et Pointe-Noire regroupent près de 80 % de la population urbaine du pays s'opposent aux régions Sud et Nord, qui abritent la population rurale. On retrouve à ce niveau les inégalités sexuelles qui varient dans le même sens tel que nous venons de voir avec le milieu de résidence. Toutefois, on peut distinguer l'influence du poids démographique de l'ethnie Vili à Pointe-Noire et du grand groupe ethnique kongo (Vili, Lari, Bembé) au Sud tandis que celle du groupe M'bochi se fait remarquée au Nord. Ce qui donne lieu à une seconde opposition entre le système matrilinéaire bien représenté chez les Kongo et le système patrilinéaire qui règne chez les M'bochi.

Comme on pouvait s'y attendre, on constate une surmortalité masculine à tous les âges de l'enfance au Sud à cause des préférences féminines étant donné que nous sommes dans un contexte matrilinéaire et une tendance à la surmortalité féminine au Nord, au-delà d'un an puisque la surmortalité infanto juvénile qui s'observe au Nord peut être considérée comme étant apparente. Cela est d'autant plus vrai dans la mesure où la mortalité infanto juvénile qui ne dépend pas des facteurs biologiques indique un rapport de masculinité largement en faveur des petites filles. En d'autres termes, la surmortalité masculine infanto juvénile constatée au Nord est beaucoup plus `biologique' que `sociale'. La région Nord est tellement rurale à tel point que les moyens de lutte contre les affections qui assaillent l'enfant (surtout les garçons) à cet âge sont limités. Donc, en l'absence d'une surmortalité masculine biologique à la naissance, on devrait normalement observer une surmortalité féminine entre 0 et 5 ans au Nord Congo.

Le graphique ci-dessous illustre la variation de la surmortalité masculine selon la région de résidence. Excepté la période juvénile, les niveaux de surmortalité les plus élevés sont observés à Pointe-Noire. La surmortalité masculine infanto juvénile affranchie 25 % à Pointe-Noire. Brazzaville connaît les plus bas niveaux de surmortalité masculine, elle semble être avantagée par sa position politique du fait de l'accessibilité géographique des soins de santé maternelle et infantile.

Graphique 4.8: Variation du niveau de surmortalité selon la région de résidence

IV.2.8. Le département de résidence de la mère

Pour éviter le problème de faibles effectifs, les inégalités sexuelles au niveau du département n'ont été étudiées que pour la mortalité infanto juvénile. Malgré cela, les effectifs restent faibles, puisqu'en dehors des départements du Kouilou, de la Bouenza et de Brazzaville qui sont exempt de ce problème, les quotients de mortalité dans les autres départements ont été calculés avec moins de 20 cas de décès, voire moins de 10 cas.

Tableau 4.8: Rapports de masculinité infanto juvénile (en %) selon le département

Les résultats sont un peu aberrants, puisqu'on s'attendait à une surmortalité masculine dans le département du Pool et à une surmortalité féminine dans les départements des Plateaux et surtout de la cuvette à cause des zones d'influence des systèmes d'organisation sociales (patriarcat et matriarcat). Une autre raison est que les ethnies étant presque bien identifiées par rapport à chaque département, on devait retrouver une situation à peu près semblable que celle que nous avons vue avec l'ethnie de la mère. Or cela ne semble pas être le cas ici.

Carte des inégalités sexuelles de mortalité infanto juvénile au Congo (non compris Brazzaville)

IV.3. Les facteurs socioéconomiques des inégalités sexuelles de la mortalité des enfants

La survie de l'enfant est fortement dépendante de l'accessibilité aux soins de santé pendant la première année de vie. Dans la section précédente nous avons vu comment l'accessibilité géographique des soins de santé agit sur les inégalités sexuelles. Notamment, en introduisant des disparités entre les zones défavorisées et celles qui sont favorisées par rapport à l'accès aux soins de santé. Dans cette section, nous allons examiner l'effet de l'accessibilité économique des soins de santé sur les inégalités sexuelles à travers le niveau de vie du ménage. Il est également question de vérifier le sens de variation des inégalités sexuelles de la mortalité des enfants en fonction du statut de la femme. Dans un premier temps, le statut de la femme sera appréhendé par différentes variables et dans un second temps, nous allons le saisir à travers la variable composite créée à partir de ces variables. Cette section est très importante, dans ce sens qu'elle aborde les variables sur lesquelles se reposent nos hypothèses et devra bénéficier de beaucoup d'attention.

IV.3.1. Le statut dans le ménage

Le statut dans le ménage fait référence à la responsabilité ou à l'autorité qu'on reconnaîtra à la femme par les membres du ménage. La variable v150 de l'EDSC1 a saisi le lien de parenté de chaque membre par rapport au chef de ménage. Dans le fichier femme de cette enquête, la première modalité qui correspond au code 1 donne la fréquence des femmes chefs de ménage.

Ainsi le recodage de cette variable en deux modalités a permis de créer une nouvelle variable, dénommée statut dans le ménage où le code 1 a été affecté aux femmes chefs de ménage (FCM) et celui de 2 aux femmes sans statut de chef de ménage (FSCM).

Tableau 4.9: Rapports de masculinité des quotients selon le statut dans le ménage

La différence entre les femmes chefs de ménage et celles qui ne bénéficient pas de ce statut du point de vue des inégalités sexuelles est très nette au-delà d'un an. On observe une surmortalité masculine avant le premier anniversaire pour toutes les femmes. Cependant, si cette surmortalité masculine persiste chez les femmes non chef de ménage, elle cède la place à la surmortalité féminine au cours de la période juvénile (RMQ = 62,3 %o). Mais celle-ci a tendance à se résorber à partir de cinq ans puisque le rapport de masculinité des quotients est très proche de 100, ce qui traduit généralement une égalité des chances de survie entre les garçons et les filles. Une telle interprétation peut être admise au niveau des femmes chefs de ménage.

Etant donné que le quotient de mortalité infanto juvénile est calculé tout en incluant les décès survenus au cours des périodes néonatale et post néonatale, qui comme on le voit sont très important, il devient difficile d'attribuer cette égalité à une absence de discrimination sexuelles chez les femmes chefs de ménage. Cela suppose que si la mortalité néonatale n'était pas trop importante, on devrait normalement observer une surmortalité féminine chez les femmes chefs de ménage tandis que chez les femmes n'ayant pas ce statut, une surmortalité masculine comme c'est le cas ici, nous semble évidente.

La surmortalité féminine juvénile chez les femmes chefs de ménage (FCM) peut s'expliquer par leurs préférences pour les enfants de sexe masculin dans la mesure où les garçons constituent non seulement la force de travail mais également une protection, voire une sécurité pour la famille surtout lorsque la femme n'a pas encore eu une naissance masculine. Cela est d'autant plus vrai dans les sociétés qui sont restées traditionnelles où l'on sait que les femmes accèdent généralement au statut de chef de ménage dans des circonstances telles que le veuvage, le divorce qui ne font qu'accentuer cette préférence pour les enfants de sexe masculin.

Si on se place dans ce contexte, la préférence pour les enfants de sexe masculin devrait être moins forte pour les femmes qui vivent dans les ménages dirigés par un homme et par conséquent, la moindre attention qui leur sera accordée peut aboutir à une petite discrimination de façon inconsciente de la part de leurs mères.

Graphique 4.10: Variation du niveau de surmortalité selon le statut de la mère dans le ménage

Ce graphique montre que la surmortalité masculine avant le premier anniversaire est beaucoup plus importante pour les enfants vivants dans des ménages dirigés par une femme que pour leurs collatéraux (des ménages dirigés par les hommes). On peut expliquer cet écart par le fait que les femmes chefs de ménage ne sont pas souvent à la maison pour prendre soins de leurs enfants, soit parce qu'elles travaillent, soit parce qu'elles exercent une activité pour se prendre en charge et pour subvenir aux besoins de la famille.

En effet, les soins donnés à l'enfant à moins d'un an sont très déterminants pour la survie et l'épanouissement futur de ce dernier. L'ampleur des inégalités sexuelles en général et de la surmortalité masculine en particulier est fortement liée au statut dans le ménage de la femme ou de la mère. Dans l'enfance entre 0 et cinq ans, les garçons et les filles bénéficient à peu près du même traitement et donc des chances de survie que lorsque la mère a la responsabilité sur la gestion des biens du ménage. Donc autant la mère a l'autorité sur le ménage, autant la surmortalité masculine sera moins élevée. Elle est plus importante lorsque la redistribution des biens du ménage est effectuée par le père.

IV.3.2. Le niveau d'instruction de la mère

Le constat que l'on peut faire en examinant les résultats du tableau est que le fait d'être instruit pour une femme n'élimine pas totalement les préférences pour l'un des sexes. Néanmoins, l'instruction a une influence sur les préférences à l'égard du sexe de l'enfant. En effet, les inégalités sexuelles de mortalité des enfants de moins de cinq ans ont tendance à diminuer au fur et à mesure que le niveau d'instruction de la femme s'élève. Le rapport de masculinité des quotients de mortalité infanto juvénile pour les femmes sans niveau est estimé à 146 %, il diminue de 23 % pour les femmes de niveau primaire et tombe à 108 % chez les femmes de niveau secondaire et supérieur, soit une baisse de 14 %. Cependant, on observe une surmortalité masculine très importante chez les femmes de niveau secondaire et supérieur pendant la période juvénile alors que chez leurs congénères sans niveau et de niveau primaire, on note une surmortalité féminine. A l'âge néonatal, on observe une surmortalité masculine sauf chez les femmes de niveau primaire.

Tableau 4.11: Rapports de masculinité des quotients selon l'instruction de la mère

Le graphique ci-dessous donne la variation des niveaux de surmortalité masculine selon le sexe. Excepté la mortalité post néonatale et juvénile où la surmortalité masculine la plus élevée est observée respectivement chez les femmes de niveau primaire (près de 40 %) et chez les femmes de niveau secondaire ou supérieur (20 %), les niveaux de surmortalité masculine les plus élevés sont enregistrés parmi les femmes non scolarisées.

Graphique 4.11: Variation du niveau de surmortalité selon l'instruction de la mère

Donc, plus la femme est instruite, moins élevée sera la surmortalité masculine infanto juvénile.

IV.3.3. L'occupation de la mère

Ici, on observe une fluctuation des rapports de masculinité des quotients. De façon générale, il y a une surmortalité masculine pour tous les groupes de femmes. La surmortalité féminine ressort respectivement chez les femmes inactives au niveau de la mortalité néonatale, chez les femmes commerçantes pendant la période post néonatale, chez celles qui travaillent dans l'administration à un an et au cours de la période juvénile pour les femmes agricultrices. Le résultat le plus inattendu est constaté chez les femmes qui travaillent dans les services administratifs où la surmortalité juvénile et infanto juvénile sont les plus élevée à comparer à celle des autres femmes.

Tableau 4.12: Rapports de masculinité des quotients selon l'occupation de la mère

On peut soupçonner les recodages effectués à ce niveau, car pour contourner le problème de faible effectif, on a été amené à regrouper par exemple les femmes qui travaillent dans les services avec les femmes cadres. Il semble que les facteurs sociaux ont beaucoup plus contribué à la surmortalité masculine que les facteurs biologiques. En effet, excepté les femmes agricultrices qui enregistrent une surmortalité masculine néonatale et post néonatale plus important, les autres femmes connaissent une surmortalité masculine plus importante au-delà d'un an où en général les facteurs sociaux expliquent mieux les différences entre sexes.

Le graphique révèle une surmortalité masculine très forte à tous les âges au niveau des femmes qui travaillent dans les services. Les femmes commerçantes et inactives se caractérisent respectivement par la forte surmortalité féminine post néonatale et une surmortalité féminine néonatale.

IV.3.4. Le statut de la femme

Du point de vue de la mortalité différentielle des enfants selon le sexe, le statut de la femme permet à la lumière de ces résultats de différencier les femmes de statut moyen avec celles de statuts faible et élevé. La distinction entre les deux groupes se situe au niveau de la nature des inégalités observées. Le premier groupe se caractérise par une surmortalité féminine alors que le second groupe se caractérise par une surmortalité masculine. Dans les deux cas, l'exception est faite au niveau de la mortalité juvénile où se manifeste une surmortalité masculine pour les femmes de statut moyen et une surmortalité féminine pour les femmes de faible statut.

Tableau 4.13: Rapportys de masculinité des quotients selon le statut de la femme

Ces résultats sont très surprenants dans la mesure où les inégalités sexuelles sont plus prononcées chez les femmes de statut élevé que chez les femmes de faible statut et ce à toutes les étapes de la vie de l'enfant, sauf au cours de l'étape post néonatale. On peut observer cela à travers le graphique ci-dessous. Le croisement entre le statut de la femme et le rapport de masculinité des quotients conduit à un résultat mitigé. La relation entre les variables n'est ni négative, ni positive. Néanmoins, on retiendra que le fait pour une femme d'avoir un statut élevé n'améliore en rien les inégalités sexuelles de mortalité des enfants.

Graphique 4.13: Variation du niveau de surmortalité selon le statut de la mère

IV.3.5. Le niveau de vie du ménage

L'analyse des inégalités sexuelles de mortalité des enfants selon le niveau de vie du ménage aboutit aux résultats très fluctuants. On n'observe pas une variation cohérente des rapports de masculinité. Notamment, en considérant chaque niveau de vie pour voir l'évolution selon l'âge de l'enfant (lecture verticale) et en considérant un âge donné pour comparer la distribution des rapports de masculinité des quotients par rapport à chaque niveau de vie du ménage (lecture horizontale). Aux extrêmes (pauvre et riche), les inégalités sexuelles de mortalité sont prononcées tandis qu'entre les deux extrêmes (moyen), celles-ci ont tendance à se résorber avec l'âge des enfants. Les ménages de niveau moyen connaissent une surmortalité féminine à l'âge post néonatale.

Tableau 4.14: Rapports de masculinité des quotients selon l'âge le niveau de vie du ménage

Comparés aux ménages de niveaux de vie faible, les femmes qui vivent dans les ménages de niveau élevé connaissent une surmortalité masculine plus forte. Comme on peut le constater, la relation entre le niveau de vie du ménage et les inégalités sexuelles de mortalité des enfants est ambiguë dans ce sens que les résultats ne reflètent pas ce qui est théoriquement admis ou connu sur la mortalité des enfants. Contre toute attente, ces résultats montrent que les inégalités sexuelles de mortalité ne dépendent pas du niveau de vie du ménage. Car, si c'était le cas les rapports de mortalité allaient croître ou baisser avec l'élévation du niveau de vie du ménage ou vis vers ça. Or aucune de ces deux situations n'est observée dans cette élude.

Graphique 4.13: Variation du niveau de surmortalité selon le niveau de vie du ménage

La surmortalité masculine est visible à tous les niveaux mais à des proportions beaucoup plus importantes dans les ménages riches que dans les ménages pauvres. Ce qui est quand même aberrant.

On peut affirmer avec conviction qu'il existe bel et bien des inégalités sexuelles de mortalité des enfants au Congo Brazzaville. De façon globale, on observe une surmortalité masculine relativement élevée à tous les âges. Cette surmortalité masculine varie avec l'âge des enfants entre 10,54 % pour la mortalité juvénile et 21,79 % pour la mortalité post néonatale. La surmortalité infanto juvénile se situe dans cette fourchette avec 17,55 %.

Le calcul des quotients de mortalité et des rapports de masculinité des quotients selon certaines caractéristiques socioculturelles et économiques des mères a permis de déceler les facteurs qui amplifient ou atténuent ces inégalités. Parmi ces facteurs, on peut citer l'ethnie, l'âge à l'accouchement, le milieu de résidence, le type d'union, l'instruction et le statut dans le ménage comme ceux qui montrent une variation plus ou moins nette et cohérente des inégalités sexuelles de mortalité. Certains résultats aberrants ont été trouvés, notamment au niveau de l'occupation de la femme, le statut de la femme et le niveau de vie du ménage.

Certes, on constate une surmortalité masculine sur l'ensemble des facteurs, mais cela ne nous dispose pas de donner une explication claire sur le sens de variation de ces inégalités ou de leur nature dans la mesure où l'analyse par rapport à certaines variables, pourtant pertinente pour l'étude a aboutie à des résultats très ambigus. Étant donné que nous travaillons sur les catégories d'observations ou groupes d'individus et non sur les individus eux-mêmes, il convient de s'interroger sur certaines particularités ou ressemblances aussi bien sur la nature que sur l'ampleur des inégalités constatées par rapport aux différents groupes. Cela nous amène à contrôler les effets bruts des variables catégorielles de façon simultanée tout en les comparant avec les variables quantitatives dépendantes.

CHAPITRE 5 : LES CARACTERISTIQUES SOCIALES DES

INEGALITES DE LA MORTALITE DES ENFANTS : APPROCHE MULTIDIMENSIONNELLE

Les associations établies entre variables deux à deux, notamment entre la variable dépendante et les différentes variables explicatives sont souvent qualifiées de fallacieuses. Elles ne donnent pas lieu de tirer des conclusions pertinentes et solides. Pour mieux examiner les hypothèses émises dans le cadre de cette étude, nous avons jugé utile de compléter les analyses bivariées effectuées dans le chapitre précédent par une méthode d'analyse multivariée. Cela permettra d'atteindre l'objectif visé, celui de caractériser les femmes par rapport aux inégalités sexuelles de mortalité des enfants et d'identifier les caractéristiques qui y sont associées.

Pour atteindre cet objectif, nous allons utiliser l'Analyse en Composantes Principales (ACP) non pas comme une procédure de réduction de données mais plutôt dans une perspective d'analyse descriptive multivariée.

Avant de passer aux analyses proprement dites, nous présenterons d'abord très succinctement la méthode ainsi que la manière dont nous avons procédé pour constituer le fichier au quel porterons les analyses.

V.1. Présentation de la méthode d'analyse

Le choix d'une méthode d'analyse se justifie par l'objectif de l'étude et la nature des variables. Il ressort de la définition des objectifs de cette étude et de la définition des variables et indicateurs à utiliser que l'ACP est indiquée, car remplissant les deux exigences essentielles (car les variables dépendantes sont quantitatives et l'étude a une portée descriptive).

L'Analyse en Composantes Principales fait partie des méthodes d'analyse dites factorielles. Ces dernières établissent des représentations synthétiques de vastes tableaux de données, en général sous forme de représentation graphique. Elles ont pour objet de réduire les dimensions des tableaux de données de façon à représenter les associations entre individus et entre variables dans des espaces de faibles dimensions.

Les méthodes d'analyse factorielle consistent à rechercher des sous-espaces de faibles dimensions qui ajustent au mieux le nuage de points des individus et le nuage de points des variables. Les proximités mesurées dans ces sous-espaces doivent refléter au mieux les proximités réelles. L'espace de représentation obtenu est appelé espace factoriel. Les méthodes diffèrent selon la nature des variables analysées : il peut s'agir de variables continues, de variables nominales ou de catégories dans le cas des tableaux de contingences. Les lignes peuvent être des individus ou des catégories.

L'ACP permet de décrire et d'explorer les relations qui existent entre plusieurs variables simultanément à la différence des méthodes bivariées qui étudient les relations supposées entre deux variables.

V.2. Exécution de l'ACP et les résultats obtenus

V.2.1. Exécution de l'ACP

Pour des besoins de commodité, l'ACP sera effectuée à l'aide du logiciel SPAD qui présente mieux les résultats comparés à ceux fournis par SPSS sous Windows. Pour ce faire un nouveau fichier a été crée à partir du tableau des caractéristiques des individus présenté en Annexe D (Tab D.1). Dès que le fichier SPSS est disponible, il reste plus qu'une affaire de transformation ou d'importation dans la base SPAD pour son utilisation. Pour éviter les effets de colinéarité entre différentes variables, il s'avère (nous a semblé) indispensable d'introduire dans la filière^11(*) les quinze variables tour à tour par groupes de trois.

En effet, l'ACP exige au moins deux variables continues. Le choix des trois variables est orienté par l'objectif de l'étude (description des inégalités sexuelles de mortalité des enfants de moins de cinq ans) qui nécessite la présence du rapport de masculinité des quotients de mortalité, les quotients de mortalité des garçons et filles de la période considérée qui joueront le rôle de variables actives^12(*) tandis que le reste des variables seront considérée comme des variables illustratives^13(*).

V.2.2. Dictionnaire des variables

V.2.3. Les résultats de l'ACP

Le logiciel SPAD fournit beaucoup de résultats dont on s'efforcera de présenter que les plus importants. Certains d'entre eux seront joints en annexes pour permettre aux lecteurs de comprendre les interprétations y afférentes.

La prise en compte de l'objectif du chapitre, qui se propose d'identifier les caractéristiques sociales des inégalités sexuelles de mortalité des enfants, restreint finalement l'analyse à trois phases : la mortalité infantile, la mortalité juvénile et la mortalité infanto juvénile qui peuvent montrer l'impact de l'environnement socioculturel et économique sur la survie différentielle des enfants.

Ces résultats seront présentés et interprétés pour chaque phase. Il s'agit notamment, des coordonnées factorielles des individus (catégories) et des plans factoriels. Mais avant tout, il est nécessaire d'examiner la qualité des représentations sur les plans factoriels.

Les résultats de l'ACP font remarquer une forte corrélation positive entre les quotients de mortalité, corrélation qui varie entre 0,54 (mortalité infantile et juvénile) et 0,65 (mortalité infanto juvénile). L'association est positive et donc à une valeur élevée du quotient de mortalité masculine on associera également une valeur élevé du quotient de mortalité féminine. Mais cette interprétation n'est pas valable entre les quotients de mortalité et les rapports de masculinité correspondants.

En effet, la corrélation entre les quotients de mortalité infantile masculine et les rapports de masculinité des quotients est très faible. On note cependant une forte association négative entre les rapports de masculinité et les quotients de mortalité juvénile et infanto juvénile féminine. A chaque valeur élevée du quotient de mortalité féminine (4q1F et 5q0F) on associera une valeur faible du rapport de masculinité des quotients. Car, la liaison entre les deux variables est négative.

Le fait que les corrélations ne soient pas toutes positives et fortes indique que la nature des inégalités sexuelles de mortalité n'est pas de même nature dans toutes les catégories. C'est-à-dire, la surmortalité masculine ou féminine n'est pas observée au niveau de toutes les catégories. L'examen des matrices de corrélation des valeurs-test qui renseigne sur la significativité des liaisons entre variables montre que l'analyse des inégalités sexuelles de mortalité infantile n'est pas pertinente par rapport aux données en présence. En effet, non seulement les corrélations entre les quotients de mortalité et le rapport de masculinité des quotients sont faibles, les valeurs-tests sont inférieures à 2. La relation n'est donc pas significative. Cette dimension sera donc écartée pour l'analyse.

Les tableaux des valeurs propres sont présentés en annexe. Dans les deux phases retenues pour l'analyse, on obtient respectivement une première composante principale expliquant près de 58 % (MJ) et 64 % (MIJ) de l'inertie totale. Les deux premiers axes factoriels donnent à elles seules près de 98 % de l'inertie ou de la dispersion de tout le nuage de points au seuil de 5 %. Donc le problème d'axe à retenir ne se pose pas. Pour les deux dimensions retenues, le nuage de points représentants les catégories sera projetées dans les deux premiers axes factoriels.

V.3. Les caractéristiques sociales des inégalités sexuelles de mortalité juvénile

Pour mieux interpréter le plan factoriel nous allons utiliser les aides à l'interprétation édités conjointement avec le graphe. Il s'agit du cercle de corrélation des variables, des coordonnées, des contributions et des cosinus carrés des individus sur les axes factoriels.

Le premier axe est une combinaison linéaire des trois variables considérées (QMJF, RMJ, QMJG) alors que le second est une combinaison linéaire de deux variables (QMJG, RMJ). Cela voudrait dire que la mortalité juvénile féminine n'est pas prise en compte par l'axe2 et que l'axe1 prend en compte aussi bien la mortalité juvénile masculine et féminine. Ce qui rend très difficile l'interprétation.

Néanmoins on sait que le quotient de mortalité juvénile masculine est corrélé positivement avec l'axe1 et négativement avec l'axe2. Ce tableau indique également une corrélation positive du quotient de mortalité juvénile féminine avec le premier axe ainsi qu'une corrélation négative du rapport de masculinité avec les deux axes factoriels. On peut donc repartir le plan factoriel en quatre parties pour mieux se situer par rapport au type d'inégalité, voire à l'ampleur de ces derniers. On a donc :

· Le quart du plan factoriel délimité par le côté positif du second axe (F2+) et le côté négatif du premier axe (F1-) : Elle correspond à la surmortalité masculine, car le rapport de masculinité des quotients est la seule variable prise en compte par l'un des deux facteurs.

· Le quart du plan factoriel délimité par les côtés positifs des deux axes factoriels (F1+ ; F2+) : Correspond à la surmortalité féminine. En effet, le quotient de mortalité juvénile féminine est exclusivement prise en compte par le premier axe avec le quel il est associé positivement.

· Le quart du plan factoriel délimité par le côté négatif du second axe (F2-) et le côté positif du premier axe (F1+) : Il représente à la fois une zone de forte mortalité masculine et féminine à l'âge juvénile.

· Le quart du plan factoriel délimité par les côtés négatifs des deux axes factoriels : est la zone où se manifeste de façon précise la surmortalité masculine.

V.3.1. Interprétation du plan factoriel

Le plan factoriel est une approximation de la configuration réelle des individus ou des catégories d'individus. Nous avons préféré le plan dual pour son avantage de représenter en même temps les individus et les variables dans le cercle de corrélation. Il offre également l'avantage de repérer automatiquement les points aberrants. Certaines distances entre couples de points sont bien représentées, tandis que d'autres ne reflètent pas fidèlement les distances réelles. L'approximation de la distance entre deux points du plan factoriel est d'autant plus meilleure que la proximité entre ces derniers est grande. La proximité du plan factoriel de projection est mesurée par les cosinus carrés de chaque point avec les axes factoriels. Le tableau des cosinus carrés ainsi que celui des contributions des catégories d'observation est en annexe. L'examen du plan factoriel permet de distinguer deux groupes qui s'opposent du point de vue de la nature des inégalités sexuelles.

Le premier groupe est celui des femmes qui se caractérisent par une surmortalité féminine. Elles résident dans la région Nord qui est pratiquement rural. Il s'agit des femmes M'bochi qui tirent parties de leurs revenus dans les travaux agricoles. Elles ont en général atteint le cours moyen 2, ce qui peut expliquer leur faible statut social et économique. La surmortalité féminine est plus authentique chez les femmes qui ont accouché après 35 ans et devenu chef de ménage soit par rupture d'union, soit par la mort du mari. La surmortalité féminine est également la caractéristique des femmes mariées en régime polygamique.

Le second groupe est celui des femmes qui se caractérisent par une surmortalité masculine. Il s'agit des femmes Kongo, Bembé et Vili qui vivent dans la région Sud où se situent géographiquement toutes les grandes villes dont Brazzaville et Pointe Noire. Ce sont des commerçantes qui vivent en union libre mais également des femmes mariées en régime monogamique. Elles sont très instruites, ce qui justifie leur statut élevé. Il y a également dans ce groupe les femmes inactives, elles se comptent parmi les élèves, les étudiantes et les diplômés sans emplois. Les femmes Sangha-Likouala se retrouvent également parmi celles qui discriminent les petits garçons tout comme les femmes protestantes. Elles ont accouché entre 25 et 35 ans et habitent les ménages de niveau moyen où elles n'ont pas le pouvoir de décision en ce qui concerne la redistribution des revenus.

En ce qui concerne l'ampleur des inégalités sexuelles, on peut identifier les points qui se situent à proximité du cercle de corrélation, notamment les femmes Téké, les femmes polygames, les femmes non instruites et celles qui vivent à Pointe Noire.

Dans le but de vérifier si les associations entre les variables et les observations peuvent se modifier, nous avons effectué le plan dual en séparant les caractéristiques culturelles des caractéristiques socioéconomiques. Ces résultats sont présentés en annexe. Ils montrent un léger déplacement des variables comme des individus dans le plan factoriel à comparer à celui du plan d'ensemble.

V.4. Caractéristiques sociales des inégalités sexuelles de mortalité infanto juvénile

Cette section présente les résultats de l'analyse sur les inégalités sexuelles de la mortalité des enfants entre 0 et 5 ans. Elle permettra de circonscrire les caractéristiques des femmes liées à la surmortalité masculine et féminine. Cela passe par la caractérisation des axes et l'interprétation du plan factoriel. Les coordonnées et les contributions des individus sur les axes ainsi que les cosinus carrés qui rendent compte de la qualité de la représentation des points sur le plan factoriels figurent en annexe D.

Ce tableau donne la corrélation entre les différentes variables et les deux axes qui représentent mieux les inégalités sexuelles de mortalité chez les enfants de moins de cinq ans. On peut constater que la mortalité infanto juvénile masculine est corrélée positivement avec le premier axe et négativement avec le second axe. Le rapport de masculinité des quotients est négativement corrélé avec les deux facteurs au même degré, soit un coefficient de corrélation de -0,7. Le quotient de mortalité infanto juvénile féminine est fortement corrélés et exclusivement avec le premier facteur.

En effet, l'inertie non expliquée par cet axe ne représente que 1 %. La répartition du plan factoriel établie dans la première phase (la mortalité juvénile) dans la section précédente reste valable.

Ce plan factoriel ne fait pas ressortir de façon remarquable les différents groupes identifiés au niveau de la première phase. Néanmoins on peut distinguer les femmes qui se caractérisent par la surmortalité féminine avec celles qui se caractérisent par la surmortalité masculine. Les caractéristiques sociales, culturelles et économiques de ces femmes restent identiques à celles que nous venons décrire au niveau de la mortalité juvénile. Ce constat montre que l'impact de l'environnement socioéconomique et culturel sur la mortalité différentielle des enfants selon le sexe est beaucoup plus déterminante entre 1 et 4 ans par rapport à la tranche d'âge 0 et 5 ans dont l'ampleur est largement influencé par la mortalité néonatale et la mortalité postnéonatale, elles mêmes dépendantes des facteurs biologiques. Les points aberrants sont principalement ceux qui ont le plus contribué à la formation des axes factoriels. Ces points sont situés à l'extérieur du cercle de corrélation des variables. Ils sont plus nombreux au niveau de la mortalité infanto juvénile qu'au niveau de la mortalité juvénile.

Au terme de cette analyse, il ressort deux types d'inégalités sexuelles de mortalité des enfants au Congo. Il y a la surmortalité masculine qui est presque répandue dans tout le pays et la surmortalité féminine qu'on retrouve dans certaines communautés. Le chapitre 5 consacré essentiellement à l'analyse multivariée, a permis de catégoriser non seulement les femmes selon le type d'inégalités mais également selon l'ampleur de ces dernières et ceux pour la mortalité juvénile et infanto juvénile. La surmortalité féminine à l'âge infanto juvénile se maintient uniquement pour les femmes M'bochi (point aberrant) et celles qui fréquentent les nouvelles religions chrétiennes.

Par contre, en ce qui concerne l'ampleur de ces inégalités on observe des nuances ou des variations entre les deux dimensions d'analyse pour les mêmes catégories d'individus. Ce chapitre a permis d'établir aussi bien les différences que les ressemblances entre les femmes en ce qui concerne la mortalité différentielle selon le sexe de l'enfant. Sur ce plan, on a vu que les femmes appartenant aux ethnies Vili, Kongo, Téké et Bembé se distinguent des femmes M'bochi du point de vue de la nature des inégalités sexuelles de mortalité des enfants. Le premier groupe se caractérise par une surmortalité masculine alors que les femmes M'bochi se caractérisent par une surmortalité féminine. Les ressemblances sont observables au niveau de la surmortalité masculine où des sous groupes de femmes peuvent être formés par rapport à l'ampleur des inégalités. En dehors de l'ethnie, d'autres variables comme la région de résidence, la religion et l'instruction se distinguent pour la prévalence des inégalités sexuelles de mortalité des enfants.

SYNTHESE ET Conclusion générale

En introduisant cette étude, nous avons relevé l'insuffisance du traitement des questions de genre dans les études de mortalité des enfants. Pour prendre en compte cette préoccupation, nous avons choisi d'étudier les inégalités sexuelles de mortalité des enfants au Congo Brazzaville. Ce choix se justifie en partie par notre propre souci d'approfondir les connaissances sur la mortalité en général et en particulier sur les rapports de chance entre les garçons et les filles face à la mort. Cela en dépit de l'évolution négative des inégalités sexuelles au fil des décennies en Afrique au Sud du Sahara, pourtant reconnu jadis comme une région où les inégalités sexuelles de mortalité étaient presque inexistantes. Pour le Congo, cette étude vient à point nommé dans ce sens que la situation des inégalités sexuelles de mortalité des enfants n'est pas connue et n'attire presque l'attention de personne.

Cette étude est axée sur l'approche genre dans ce sens que les inégalités sexuelles de mortalité des enfants sont appréhendées à travers le statut de la femme. En prenant l'optique de l'approche genre, nous avons voulu non seulement nous conformer avec l'actualité internationale dans le domaine du développement mais également avec certains résultats de recherches dans le domaine de la mortalité des enfants. A travers cette approche nous venons de vérifier si les femmes étaient en partie responsables des différences constatées dans la manière d'élever les enfants selon leur sexe. Nous venons également de vérifier si l'amélioration de leur situation sociale, mieux de leur statut socioéconomique pouvait atténuer, sinon contribuer à éliminer les disparités qui existent en matière de mortalité des enfants.

Cependant à la lumière du cadre théorique qui découle de la synthèse de la littérature, il ressortait que les facteurs socioculturels jouent un grand rôle dans la manifestation des inégalités sexuelles de mortalité des enfants. La plupart des écrits existants sur ce sujet situent les inégalités sexuelles de mortalité par rapport aux préférences des parents à l'égard du sexe de l'enfant. Ce constat nous a amené à inclure dans le modèle les caractéristiques socioculturelles des femmes pour mieux rendre compte des facteurs ou caractères qui peuvent être à l'origine de la mortalité différentielle des enfants selon le sexe. Ces différentes approches sont résumées dans le postulat de base qui sous tend cette recherche:

Les inégalités de mortalité des enfants selon le sexe sont fort associées au statut de la femme appréhendé par son niveau d'instruction et son statut dans le ménage. Ainsi la précarité de ce statut est un facteur d'augmentation des inégalités. Les caractéristiques socioculturelles et démographiques de la femme déterminent la nature ou l'ampleur des inégalités sexuelles de la mortalité des enfants dans le sens d'une surmortalité masculine ou féminine.

1. La prévalence des inégalités de mortalité des enfants selon le sexe varie en fonction du statut social de la femme en matière de pouvoir de décision. Cette prévalence diminue à mesure que le statut social de la femme en matière de pouvoir de décision augmente.

2. L'ampleur des inégalités de mortalité des enfants selon le sexe varie en fonction du niveau d'instruction de la femme. Elle diminue à mesure que le niveau d'instruction de la femme augmente.

3. La nature des inégalités sexuelles de mortalité des enfants selon le sexe varie en fonction de l'appartenance ethnique. La surmortalité masculine est liée aux ethnies matrilinéaires alors que la surmortalité féminine est liée aux ethnies patrilinéaires.

4. La prévalence des inégalités sexuelles varie en fonction du type d'union. Cette prévalence est élevée dans les ménages polygames que dans les ménages monogames.

5. L'ampleur des inégalités sexuelles de mortalité varie en fonction de l'âge de la mère à l'accouchement, suivant une courbe en U. Elles sont d'autant plus prononcées pour les mères qui accouchent jeunes ou celles qui accouchent aux âges avancés et moins prononcées pour les benjamines de ces dernières.

6. La région de résidence a une influence sur la nature des inégalités sexuelles de mortalité des enfants selon le sexe. On observe une surmortalité masculine dans les régions dominées par le système lignagère matrilinéaire et une surmortalité féminine dans les régions dominées par le système lignagère patrilinéaire.

Toutes ces hypothèses devraient nous permettre d'atteindre les objectifs fixés à savoir :

Contribuer à l'amélioration des connaissances sur l'ampleur et les facteurs générateurs des inégalités de mortalité différentielle selon le sexe. Notamment, par :

· La description de la mortalité différentielle des enfants selon le sexe et la mise en évidence des inégalités;

· La détermination des caractéristiques associées à la mortalité différentielle ;

· La formulation des recommandations pertinentes visant à lutter efficacement contre les inégalités sexuelles.

Les données de l'Enquête Démographique et de Santé du Congo (EDSC1), la première à être organisée ont été exploitées pour tester les hypothèses. L'évaluation de leur qualité révèle quelques insuffisances qui ne sont pas de nature à entraver l'atteinte des objectifs de l'étude. Cependant le problème de faibles effectifs peut porter atteinte aux résultats obtenus au niveau de la mortalité néonatale, postnéonatale et infantile où certains quotients de mortalité ont été calculés avec moins de 30 cas de décès. C'est d'ailleurs la raison pour laquelle l'analyse multivariée n'a pu être appliquée avec la mortalité infantile, les corrélations entre quotients de mortalités et le rapport de masculinité des quotients n'étant pas significatif au seuil de 5%.

- SPSS sous Windows pour les tableaux croisés d'effectifs de décès et de naissances en fonction des caractères des mères ;

- SPAD pour l'ACP qui a permis la typologie des inégalités sexuelles de mortalité des enfants.

Ceci étant, cette étude a abouti à un certain nombre de résultats dont il convient de faire le point.

Au niveau bivarié, cette étude a permis de mesurer le niveau ou l'ampleur globale des inégalités sexuelles de mortalité des enfants selon le sexe. La surmortalité masculine qui a été mise en évidence, atteint son pic à l'âge post néonatale avec près de 22 %. Cela voudrait dire qu'au Congo, sur 100 enfants ayant survécus à la mort courant le premier mois de leur existence, 22 garçons meurent en plus à comparer à l'effectif des décès féminins avant d'atteindre le premier anniversaire. Ce surplus de décès masculins diminue de moitié à l'âge juvénile, soit près de 11% de surmortalité masculine. La surmortalité masculine est estimée à 16,75 %, 18,23 %, et à 17,55 % respectivement pour la mortalité néonatale, infantile et infanto juvénile. La comparaison des niveaux de surmortalité entre d'une part, la mortalité juvénile et la mortalité infantile (néonatale et post néonatale) et d'autre part, entre la mortalité juvénile et la mortalité infanto juvénile permet de faire un constat, celui de dire qu'il nous semble que les causes endogènes que nous savons en défaveur des garçons ont beaucoup plus pesés que les causes externes ou sociales. Ces niveaux globaux d'inégalités cachent un certains nombre de disparités relatives à leur nature et à leur ampleur.

En effet, le calcul des rapports de masculinité selon les caractères des femmes a montré une surmortalité féminine et des niveaux de surmortalité très élevés chez certaines catégories de femmes.

Ainsi, en ce qui concerne l'appartenance ethnique, les femmes M'bochi se caractérisent par une surmortalité féminine qui se manifeste dès le premier mois d'existence du nouveau né. Par contre les femmes Bembé, Téké, Kongo, Vili et Sangha-Likouala se caractérisent par une surmortalité masculine infanto juvénile avec un niveau particulièrement élevé chez les Vili (60 %). Ce résultat conforte donc la cinquième hypothèse selon la quelle le type d'inégalité est déterminé par l'appartenance ethnique.

L'âge de la mère à l'accouchement révèle une surmortalité masculine. Cette surmortalité masculine est élevée pour les femmes qui ont accouché avant 25 ans que pour celles qui ont accouché après cet âge. Elle diminue de 16 % entre les intervalles 15-24 ans et 25-34 ans avant d'augmenter de près de 10 % entre 35-50 ans. La septième hypothèse est donc confortée.

La préférence masculine qui caractérise les ménages polygames s'est traduite par une surmortalité masculine moins prononcée par rapport aux ménages monogames où ces préférences sont moins fortes. Le niveau de surmortalité masculine est deux fois plus élevé pour les mères monogames, soit 22 % pour les monogames contre 11 % pour les polygames. Cependant on a observé une surmortalité féminine infantile et juvénile respectivement chez les femmes monogames (89,8%) et polygames (70,7 %). On peut dire que l'hypothèse 6 a été confortée.

L'analyse bivariée montre que la surmortalité masculine varie en fonction de la région de résidence. On constate que toute la partie méridionale du pays, peuplée en majorité d'ethnies Kongo connaît une surmortalité masculine beaucoup plus accentuée que la partie septentrionale qui forme à elle seule la région Nord peuplée des Ngala où on observe même une surmortalité féminine à l'âge juvénile (rapport de masculinité des quotients égal à 65,5%). Le rapport de masculinité des quotients infanto juvénile est de près de 122% pour les régions de Brazzaville et du Sud, 143 % pour la région de Pointe-Noire et de 112,1 seulement pour la région du Nord. Autrement dit, pendant qu'au Nord 11 garçons sur 100 meurent plus que les filles entre 0 et 5 ans, 18 garçons et 30 garçons meurent plus que les filles respectivement à Brazzaville, au Sud et à Pointe-Noire. L'hypothèse formulée à partir de cette variable, selon laquelle la nature des inégalités sexuelles de mortalité serait liée à la région de résidence n'est pas confortée.

L'examen des rapports de masculinité des quotients infanto juvénile a montré que les ménages dirigés par les femmes (101,6%) conduisent à peu de discriminations sexuelles, comparé aux ménages dirigés par les hommes (124,8). Ce résultat est très discutable dans la mesure où on observe une surmortalité féminine juvénile importante (62,3 %) au niveau des femmes chefs de ménages qui peut traduire une préférence pour les enfants de sexe féminin. Mis à part ce constat, l'évolution des rapports de masculinité infanto juvénile conforte cette hypothèse, fondée sur le statut dans le ménage de la femme. Donc, plus les femmes ont le pouvoir de décision dans le ménage, plus les inégalités de mortalité fondées sur le sexe sont atténuées.

En ce qui concerne le niveau d'instruction, on constate que plus la femme est instruite plus la surmortalité masculine est moins élevée. La surmortalité masculine infanto juvénile diminue à peu près de moitié au fur et à mesure que l'instruction de la mère augmente. Le niveau de surmortalité masculine est évalué à 32 % pour les garçons nés de femmes sans instruction, 19% pour les garçons nés de femmes de niveau primaire et 8% pour les fils dont les mères ont atteint le secondaire et/ou l'Université. Cette hypothèse est également confortée dans la mesure où les niveaux de surmortalité sont, sans cesse décroissant tant que l'instruction augmente.

Les résultats de l'analyse bivariée pour l'occupation de la femme, le statut de la femme et le niveau de vie du ménage ne sont pas décisoires dans la mesure où la variation des inégalités sexuelles de mortalité des enfants ne montre pas une tendance précise. C'est à ce niveau que les résultats sont les plus inattendus et ne confortent pas les hypothèses formulées.

Ainsi, sur six (06) hypothèses qui ont été formulées, cinq (05) ont été confortées alors que trois (03) ne l'ont pas été.

Signalons pour terminer avec l'analyse bivariée qu'en dehors des variables dont les hypothèses ont été formulées, les quotients de mortalité ainsi que leurs rapports de masculinité ont été calculés pour d'autres variables telles que la religion, l'état matrimonial, le milieu de résidence et le département de résidence. Pour l'ensemble de ces variables, on a observé une surmortalité masculine infanto juvénile quasi générale, excepté l'ensemble de femmes regroupées dans la modalité autre de la religion où l'on observe une surmortalité féminine infanto juvénile. Ces résultats montrent que la surmortalité masculine est plus prononcée en milieu urbain (129,6%) qu'en milieu rural (117,5%). Les divorcées (et les veuves) représentent le point extrême en ce qui concernent le niveau de surmortalité masculine avec 33% soit un rapport de masculinité de 149,2 %.

Néanmoins, en ce qui concerne le niveau de vie, le rapport de masculinité le plus faible est observé dans les ménages de niveau moyen alors que les rapports les plus élevés sont observés dans les ménages pauvres et riches.

Le statut de la femme fait ressortir une surmortalité féminine pour les femmes de statut moyen et une surmortalité masculine pour les femmes de statut faible et celles de statut élevé où les niveaux de surmortalité masculine sont des plus élevés.

Par contre, au niveau de l'activité économique, les résultats sont très fluctuants et le problème de faibles effectifs se fait ressentir. Le résultat le plus aberrant est observé chez les femmes qui travaillent dans les services et les cadres pour lesquelles la surmortalité masculine juvénile et infanto juvénile affranchie respectivement la barre de 224 % et 234 %.

L'analyse multivariée dont l'objectif principal était la catégorisation ou la caractérisation des femmes selon les inégalités sexuelles de mortalité des enfants a confirmé les résultats de l'analyse bivariée malgré le problème de multicolinéarité. Ainsi, les femmes ont été réparties en deux groupes, celui de la surmortalité masculine et celui de la surmortalité féminine. Le premier groupe est représenté par les femmes Vili, Kongo, Téké, Bembé et Sangha-Likouala, qui sont des fidèles des religions catholiques, protestantes et salutistes. La surmortalité féminine est une particularité pour les femmes M'bochi qui sont animistes, sinon adeptes des nouvelles églises dites réveillées. En ce qui concerne l'ampleur, trois sous groupes de femmes peuvent être formés.

Le premier sera celui des femmes qui se caractérisent par une faible surmortalité masculine (100 = RMQ = 115). Dans ce sous groupe, on retrouve les femmes Bembé, chefs de ménage, celles qui ont le statut moyen et qui ont accouchées entre 25 et 35 ans. Elles ont atteint le secondaire et/ou l'université et se ressemblent par l'ampleur de la surmortalité masculine. A ce groupe, on peut associer les femmes polygames, celles qui vivent au Nord du pays et celles qui vivent dans des ménage de niveau moyen.

Le deuxième groupe est celui dont on observe une surmortalité masculine relativement élevée (115 < RMQ = 130). Ce groupe est composé des protestantes, des femmes inactives, des mariées et celles qui ne sont pas chefs de ménage. Elles sont localisées au Sud du Pays et vivent en milieu urbain, notamment à Brazzaville. A ce groupe on peut adjoindre les salutistes (femmes de l'armée du salut), les femmes qui ont eu leurs enfants étant jeunes (moins de 25 ans) et à un âge avancé (plus de 35 ans). Notamment, les femmes célibataires et celles qui vivent en union libre et en milieu rural dont le niveau d'instruction ne dépasse pas le cours moyen 2 (CM2). Leur statut social est faible.

Le dernier groupe où l'on observe une surmortalité masculine élevée (RMQ>130) est constitué des femmes Téké, Kongo, Vili et Sangha-likouala. On retrouve dans ce groupe les femmes monogames ce qui peut s'expliquer par la présence des chrétiennes catholiques. Elles vivent dans des ménages riches alors que d'autres sont dans des ménages pauvres. Cette prévalence de la surmortalité masculine s'observe à Pointe Noire où les ethnies Kongo sont très représentatives. Les divorcées et les femmes non instruites font également parti de ce groupe.

Ce regroupement concerne uniquement la mortalité infanto juvénile, il serait différent dans le cas de la mortalité juvénile. On peut le vérifier à travers une comparaison des plans factoriels. Avant ça, nous nous sommes rendu compte du fait que la mortalité infanto juvénile était très influencée par la mortalité néonatale et post néonatale que nous savons en défaveur des garçons. L'examen des rapports de masculinité des quotients à différents âges ou périodes de vie de l'enfant permet de confirmer ce constat. C'est pourquoi nous estimons que la lutte contre les inégalités sexuelles ou contre la surmortalité masculine passe par la réduction de la mortalité infantile. Pour ce faire nous formulons quelques recommandations à l'endroit des pouvoirs publics et à la communauté scientifique.

ü La mise en place d'un programme de sensibilisation au près des femmes sur les inégalités sexuelles de mortalité des enfants au Congo dans tous les centres de maternité, à travers les medias en vue d'un changement de comportement. En effet, il est apparu dans cette étude que le problème des inégalités sexuelles de mortalité des enfants est beaucoup plus culturel qu'économique. Il faut donc s'attaquer aux comportements parentaux liés au système de lignage par une stratégie de communication pour le changement de comportement (CCC).

ü La mise en place d'un programme d'amélioration de la protection maternelle et infantile afin de réduire la morbidité et la mortalité infantile. Cela permettra de maximiser les chances de survie des enfants, plus particulièrement des garçons considérés comme les plus fragiles face aux infections respiratoires, diarrhéiques et aux malformations congénitales au cours de la première année de vie. Car, dans un contexte de surmortalité masculine, une mortalité néonatale et post néonatale élevées ne ferons que creuser l'écart des différences de mortalité entre filles et garçons dans la mesure où ces derniers seront défavorisés à la fois par les facteurs biologiques, sociaux et culturels.

ü La mise en place d'un programme de renforcement du pouvoir d'action des femmes et leur pleine participation sur un pied d'égalité à tous les domaines de la vie sociale, y compris aux prises de décisions. Il veillera de doter toutes les femmes, au même titre que tous les hommes, d'une éducation qui leur permette de satisfaire les besoins humains fondamentaux de la personne humaine.

ü Le développement des recherches ou des études explicatives sur les inégalités sexuelles de mortalité des enfants afin de maîtriser les mécanismes d'actions des déterminants. D'intégrer dans les études explicatives de la mortalité différentielle des enfants selon le sexe, les facteurs relatifs à l'enfant, les facteurs maternels ainsi que les facteurs relatifs à l'offre et à l'accessibilité (géographique et économique) des soins de santé infantile afin d'affiner les explications en matière d'inégalité sexuelles de mortalité des enfants.

ü Le développement des enquêtes qualitatives afin de saisir les perceptions des individus sur les inégalités sexuelles de mortalité des enfants. Ce ci permettra d'appréhender le phénomène dans tous ces aspects, notamment dans sa dimension culturelle dans le but de lui donner une explication rationnelle.

BIBLIOGRAPHIE

Akoto E. M (1985), Mortalité infantile et juvénile en Afrique : Niveaux et caractéristiques. Cause et déterminants, Département de Démographie, Université de Louvain, 273p.

Akoto E.M. et Tabutin D. (1989), « Les inégalités socio-économiques et culturelles devant la mort », in Mortalité et Sociétés en Afrique au Sud du Sahara», Ed par Pison G., Van de Walle et Sala-Diakanda .Paris, INED, PUF, pp35-64.

Akoto, E.M (2006), « Notes de cours de l'analyse de la mortalité », Maitrise de démographie, IFORD,

Assogba L., (1990), Statut de la femme, Structures familiales, fécondité : Transitions dans le golfe du Bénin. Les dossiers du CEPED, n°14, Paris, 28p.

Banza Baya, (1998), Instruction des parents et survie de l'enfant au Burkina Faso : Cas de Bobo-Dioulasso, Dossiers du CEPED n° 48, Paris, 29p.

Barbieri M. (1991), Les déterminants de la mortalité des enfants dans le tiers monde, Les dossiers du CEPED, n°18, Paris, 40p.

Barbirei, M., Catteau C., Mortalité infantile : stagnation depuis dix ans. Économie de la Réunion, n°111, 2002, p. 23-25.

Beninguisse G., (2003), Entre tradition et modernité. Fondements sociaux de la prise en charge de la grossesse et de l'accouchement au Cameroun. Académia-Bruylant/L'Harmattan, Paris/Louvain-la-Neuve, 319p.

Bourguignon O. (1984), Mort des enfants et Structures familiales. Le fil rouge, PUF, 317p.

Cantrelle P. (1980), Orientations et méthodes de la recherche sur les aspects médicaux de la mortalité des enfants dans le tiers-monde, in Chaire Quételet 79 : La mortalité des enfants dans le tiers-monde, orientations et méthodes de recherche, Ordina Editions, Liège, pp.139-171.

Cantrelle P., Diop I.L., Garenne M. Et Sadio A. (1986), « Le profil de la Mortalité et ses Déterminants au Sénégal, 1960-1980 », in Les causes de changements et des différences de mortalité dans les Pays en développement, Nations Unies (éd.), ST/ESA/SER.A/94, Etudes démographiques n°94, New-York, pp.102-136.

CNSEE, (2005), Rapport final de l'Enquête démographique et santé du Congo (EDSC1), Macro international, 347p.

Dackam N.R (1990) Education de la mère et la mortalité des enfants en Afrique », Les cahier de l'IFORD n°2, Yaoundé, 160p.

Delgado H., Sibrian R., Valverde V. Et Hurtado E. (1988), « Les différences de mortalité et l'évaluation des interventions sanitaires dans les pays en développement : Une approche longitudinales », in Mesure et analyse de la mortalité, Nouvelles approches, J. Valin, S.D'Souza et A.Palloni (eds.), Travaux et Documents, Cahiers n°119, INED-PUF, Paris, pp.387-400.

Erny P. (1972a), Les premiers pas dans la vie de l'enfant d'Afrique Noire. Naissance et première enfance. Eléments pour une ethnologie de l'éducation, le livre Africain, Paris, 360p.

Erny P. (1972b), L'enfant et son milieu en Afrique Noire. Essais sur l'éducation traditionnelle, Payot, Paris, 310p.

Erny P. (1990), L'enfant dans la pensée traditionnelle de l'Afrique noire, Paris, l'Harmattan, 197p.

Ferry B. (1978), « Caractéristiques et comportement de la famille à Dakar » (Sénégal), in Mariage, Fertilty and Parenthood in West Africa, Edited by C. Oppong and G. Adaba M. Bekombo-Priso, The Australian National University, Canberra, pp. 103-122.

Gbaguidi B. (1953), L'enfant au sein de la famille traditionnelle, in Enfance et jeunesse togolaise, Rencontres (n°spécial), n°3, 3. Journées sociales du Togo.

G. Caselli, J. Vallin, G. Wunsch et al., Les determinants de la mortalité, Tome III, INED, 2002, Paris, 478p.

Gbenyon K. et Locoh T., (1998), « Les différences de mortalité entre garçons et filles », in Gilles Pison et al. (eds), Mortalité et société en Afrique, p.221-243. Paris, Travaux et Documents de l'INED. Cahier n°124, 446p.

Geber Dr M. (1960), Problèmes posés par le développement du jeune enfant africain en fonction de son milieu social, Travail humain, XXIII, n°1-2, pp. 97-111.

Gendreau F., Gubry F. Et Al. (1985), Manuel de Yaoundé. Estimation indirectes en Démographie Africaine. UIESP-IFORD6, Dérouaux- Ordina, Liège, 275p.

Gerard H., Grosclaude et SALA-DIAKANDA M. (1980), Aspects socioculturels de la mortalité des enfants in chaire Quételet 79 : La mortalité des enfants dans le tiers-monde, Orientations et méthode de recherche, Ordina Editions, Liège, pp.195-213.

Harouna S. (1998), Incidence du comportement des mères en matière de soins préventifs sur la mortalité des enfants au Niger, Cahier de L'IFORD, n°22, Yaoundé, 123p.

Lacses, (1996), Enjeux de la modernité. Santé, environnement social au Congo. Actes de la première journée, Brazzaville-ENAM 115p.

Locoh T., Labourie-Racape A., Tichit C. (1966), Genre et développement : Des pistes à suivre. Textes d'une rencontre scientifique à Paris (11-12 juin 1996). Centre français sur la population et le développement (EHESS-INED-INSEE-ORSTOM- Université de Paris VI), 150p.

Loutete-Dangui N., La protection de l'enfant dans le domaine de la sante. Cas Du Congo. Centre National de la Statistique et des Etudes Economiques (CNSEE).

M'backe C. et Legrand T., (1991), Différences de mortalité selon le sexe et utilisation des services de santé au Mali. Bamako, CERPOD, n°8, 23p.

Mady B. (1994), Inégalités sexuelles en matière de santé, de morbidité et de mortalité dans l'enfance dans trois pays de l'Afrique de l'Ouest. Hypothèses, mesures et recherche d'explication des mécanismes. Paris, Louvain-la-Neuve, L'Harmattan, Académia, 292p.

Masuy-Stroobant G. (1987), Les explications des différences sociales en matière de mortalité infantile, in chaire Quételet '87 : L'explication en science sociale, La recherche des cause en Démographie, Ciaco Artel, Bruxelles, pp.21-39.

Mondot-Bernard J.M (1975), Les relations en Afrique entre la fécondité, la mortalité aux jeunes âges et la nutrition. Essai d'analyse, Centre de développement de l'OCDE,

Mudubu K. L (1996), Mortalité infantile et juvénile au Togo : Contribution des facteurs socio-économiques et culturels, Cahier de l'IFORD, n°11, Yaoundé, 85p.

Nations Unies (1984), Manuel X. Techniques indirectes d'estimation démographiques. New-York, Département des Affaires économiques et sociales internationales, Etudes démographiques N°83.XIII.2, 324p.

Nations Unies (1992), Condition de la femme et population, le cas de l'Afrique francophone, CEPED, 216p.

Oke F.M. (1978), « Un aspect des problèmes posés par le mariage en Afrique de l'Ouest: La dot », in Mariage, Fertilty and Parenthood in West Africa, Edited by Oppong C. and Adaba G.M., Bekombo-Priso, The Australian National University, Canberra, pp. 167-176.

Pargues Ph. (1988), Une source prometteuse pour la mortalité des enfants en Afrique: Les fichiers de maternité et de consultation prénatale (le cas d'Abidjan, 1980), in Mesures et analyse de la mortalité. Nouvelles approches, J. Vallin, S. D'Souza et A. Palloni (eds.), Travaux et Documents, Cahier n°119, INED, PUF, Paris, 198p.

Pilon M. (1995), « Les femmes chefs de ménage en Afrique : Contribution à un état des connaissances », in BISILLAT Jeanne, Femmes du Sud, chef de famille, p.235-256, Paris, Karthala.

Poulain M. Et Tabutin D. (1981), La surmortalité des petites filles en Belgique au XIXe et debut du XXe siècle, in Annales de Démographie historique 1981. Démographie historique et condition féminine, Editions de l'Ecole des Hautes Etudes en Sciences Sociales, Paris, pp.105-118.

Pressat R. (1983), L'analyse démographique. Concepts-Méthodes-Résultats, PUF, 4^ème éd. Paris 295p.

Rakotondrabe F. P. (1996), Les facteurs de la mortalité des enfants à Madagascar, Cahier de L'IFORD, n°10, Yaoundé, 85p.

Romaniuk A., « La fécondité des populations Congolaises », Paris, Mouton, pp 267-272 in Cahiers de travaux pratiques de statistiques

Rwenge M. (2007), « Analyses multidimensionnelle des données». Notes de cours.

Sauvageot J. P, (2006), Situation économique du Congo Brazzaville à mars 2006. Rapport de la Mission Économique (version originelle), Brazzaville, 2006.

Senga. P. Samba. A. B. Atanda. L., Morbidité et mortalité des enfants de 5 à 14 ans à l'hôpital général de Brazzaville,

Tabutin D. (1978), La surmortalité féminine en Europe avant 1940. Population, p. 121-148.

Tabutin D. (1991), La surmortalité féminine en Afrique du Nord de 1965 à nos jours. Louvain-la-Neuve, Institut de Démographie, Université Catholique de Louvain, 27p.

Tabutin D. Et Willems M. (1993), La surmortalité des petites filles dans le monde des années 1970 aux années 1980, Communication à la session 9 : Transitions de la mortalité, Congrès général de l'UIESP, Montréal, 24 aout-1^er septembre, 29p.

Tabutin D., Gourbin C. Et Beninguissé G., « Surmortalité et santé des petites filles en Afrique. Tendances des années 1970 aux années 1990 », (Document inédit).

Tawiah.E.O. (1979), Quelques différences démographiques et sociales dans la mortalité infantile et juvénile au Ghana congres de Monrovia : fécondité et mortalité en Afrique, CEA, Nations Unies.

Vallin J. (1975), Facteurs socioéconomiques de la mortalité dans les pays développés, in Délibérations de la réunion sur les facteurs et les conséquences socioéconomiques de la mortalité, Mexico City, pp.266-302.

Vallin J. (1989), « Théories de la baisse de la mortalité et situation africaine », in Mortalité et société en Afrique au Sud du Sahara, Pison G., Van de Wale E. et Sala-Diakanda Mp (éds.), Travaux et Documents, Cahier n°124, INED, PUF, Paris, pp.399-431.

Wakam J. (2002), Facteurs de la fécondité dans les pays du Sud, Ecole d'été, UCL-IFORD-CEPED, recueil d'articles.

Wakam J. (2007), Méthodes indirectes d'estimation démographiques. Notes de cours. IFORD.

Waldron T., (1987), Profils et causes de la surmortalité féminine chez les enfants dans les pays en développement, Rapport Trimestriel de Statistiques Sanitaires mondiales, Vol. 40, N°3. OMS, Genève, pp.194-210.

ANNEXES

Tableau1 : Le taux de mortalité des enfants de moins de cinq ans (pour 1000) de quelques pays d'Afrique Subsaharienne

Ages	Hommes	Femmes	Ages	Hommes	Femmes
23	247	315	43	134	111
24	182	277	44	109	92
25	296	326	45	151	136
26	224	243	46	100	113
27	210	254	47	104	107
28	257	320	48	105	89
29	206	246	49	80	91
30	265	254	50	82	147
31	187	218	51	59	88
32	214	225	52	69	119
33	194	208	53	65	114
34	129	177	54	54	84
35	225	240	55	82	120
36	141	218	56	55	75
37	173	207	57	55	69
38	161	154	58	56	82
39	163	145	59	44	47
40	192	173	60	79	96
41	115	142	61	54	48
42	177	145	62	52	60
			Total	3958	4488

Ages (ans)	Hommes	m(i)	I m(i)-100 I	Femmes	f(i)	I f(i)-100 I	r(i)	I r(i)-r(i+1) I
0-4	2605			2528			103,0	4,7
5-9	2091	89	11	2127	91	9	98,3	1,2
10-14	2119	112	12	2128	108	8	99,5	6,2
15-19	1693	102	2	1814	95	5	93,3	21,6
20-24	1212	84	16	1690	106	6	71,7	14,2
25-29	1194	109	9	1389	100	0	85,9	5,3
30-34	988	96	4	1083	92	8	91,2	1,7
35-39	863	101	1	963	110	10	89,6	19,9
40-44	727	104	4	664	89	11	109,5	8,8
45-49	540	102	2	536	88	12	100,7	41,0
50-54	329	79	21	551	119	19	59,7	14,6
55-59	292	97	3	393	95	5	74,3	23,2
60-64	271	107	7	278	92	8	97,5	3,9
65-69	215	106	6	212	97	3	101,4	17,7
70-74	133	?=	97	159	?=	104	83,7
						?= 184,1

Tableau C.1: Effectifs des naissances et des décès pour la génération 96-2000 (0-5 ans)

Variables	Sexe masculin		Sexe féminin
Variables	Naissances	Décès	Naissances	Décès
Ethnies
Bembé	473	54	562	61
Mbochi	249	30	245	35
Téké	340	55	329	39
Kongo	494	71	452	49
Vili	144	18	119	6
Sangha	128	25	125	18
Religions
Catholique	567	95	476	42
Protestante	527	65	589	58
Salutiste	60	11	55	8
Autres	876	121	888	129
Age à l'accouchement
Age1	1131	171	1190	142
Age2	702	87	686	77
Age3	200	34	134	19
Type d'union
Monogamique	1256	173	1271	134
Polygamique	326	60	326	53
Etat matrimonial
Célibataires	104	16	97	13
Mariées	868	115	840	94
Unions libres	961	146	987	123
Divorcées	100	14	85	8
Milieu de résidence
Urbain	969	130	898	93
Rural	1064	162	1112	144
Région de résidence
Brazzaville	582	78	526	58
Pointe Noire	285	37	264	24
Sud	715	100	773	89
Nord	451	76	446	67
Départements de résidence
Kouilou	395	53	354	31
Niari	193	9	236	17
Lékoumou	68	17	67	14
Bouenza	227	44	264	33
Pool	116	14	116	18
Plateaux	130	20	128	18
Cuvette	86	12	97	13
Cuvette-Ouest	50	8	52	9
Sangha	38	12	47	10
Likouala	148	25	123	17
Brazzaville	582	78	526	58
Statut dans le ménage
FCM	228	28	191	23
FSCM	1805	265	1819	214
Occupation de la femme
Inactive	486	59	477	49
Service	107	11	114	5
Commerçantes	610	84	519	67
Agricultrices	814	136	881	116
Niveau d'instruction
Sans niveau	238	61	188	33
Primaire	696	107	702	88
Secondaire	1099	124	1120	116
Niveau de vie du ménage
Pauvre	495	75	489	54
Moyen	510	69	496	65
Riche	542	81	524	48
statut de la femme
Faible	544	67	500	53
Moyen	624	73	536	63
Elevé	849	149	955	120

Catégories	Variables continues de la matrice
Catégories	MNNG	MPNNG	1q0G	4q1G	5q0G	MNNF	MPNNF	1q0F	4q1F	5q0F	RMNN	RMPNN	R1q0	R4q1	R5q0
Bembé	21	39	59	47	114	14	54	68	38	109	149	71,8	88	123,6	105,2
Mbochi	32	50	80	39	120	65	26	94	50	143	49,1	189,5	85	79,1	84,1
Téké	62	75	132	17	162	30	53	82	36	119	203	141,2	161	46,6	136,5
Kongo	51	40	89	58	144	40	32	71	36	108	127	125,5	126	161,7	132,5
Vili	7	70	83	45	125	-	17	17	34	50	-	416,6	495	133,1	248,3
Sangha	78	59	133	36	195	56	60	112	27	144	139	99,4	118	132,5	134,9
Catholiques	60	31	115	52	167	31	58	67	18	88	158	190,1	170	287,1	189.7
Protestantes	30	45	85	37	123	29	57	63	33	98	163	126,2	163	114,6	125.3
Salutistes	83	-	100	111	183	42	18	54	95	144	154	-	185	116,3	126.8
Autres	34	54	89	41	138	35	57	93	55	145	80	104,9	95	75,7	95.1
Célibataires	68	41	97	64	154	31	32	62	77	134	219	130,2	157	83,7	116
Mariées	36	57	91	35	132	29	42	69	41	112	125	137,6	132	86,7	118
Union libre	45	54	97	52	152	42	50	89	34	125	108	109,6	109	150,3	122
Divorcées	50	63	110	34	140	35	12	47	49	94	142	519,3	234	68,4	149
Monogames	38	48	84	47	138	32	43	74	29	105	119	111,4	90	162,6	131
Polygames	55	78	129	53	184	46	52	95	75	163	120	151,1	415	70,7	113
Age1	43	54	95	51	151	34	49	82	37	119	127	110,2	116	137,8	127
Age2	37	49	85	39	124	35	38	71	39	112	106	128,9	120	100	111
Age3	45	89	130	35	170	37	39	74	64	142	122	228,2	176	54,7	120
Urbain	46	41	86	50	134	33	33	66	39	104	139	124,2	130	128,2	129
Rural	38	69	103	41	152	36	53	87	41	130	106	130,2	118	100	116,9
Brazzaville	58	36	93	42	134	42	36	74	39	110	140	102,2	125	106,8	122
Pointe Noire	21	47	67	64	130	27	27	53	32	91	79,5	171,4	126	200,1	143
Sud	24	64	85	49	140	18	53	70	42	115	131	122,4	122	117,3	122
Nord	62	73	131	28	168	63	50	110	43	150	98,8	145,7	119	65,5	112
FCM	44	41	83	38	123	26	32	58	61	121	169	128,1	143	62,3	102
FSCM	42	57	96	45	147	36	45	80	38	118	117	126,7	120	118,4	125
Sans	88	115	193	68	257	43	72	112	72	176	205	159,7	172	94,4	146
Primaire	40	70	108	43	154	44	39	81	45	125	90,9	179,5	133	95,6	123
Secondaire	32	34	66	41	113	29	43	70	33	104	110	79,1	94	124,2	107
Inactive	37	41	76	40	121,6	56,6	18	73	29	103	65,6	228,9	240	136,6	118
Service	37	49	84	20	102,8	17,5	18	35	9,1	43,9	213	271,8	85	224,5	234
Commerçantes	43	36	77	59	137,5	34,6	58	90	40	129	123	62,1	157	145,7	107
Agricultures	44	81	123	40,6	167,1	27,2	53	78	51	131	162	154,2	123	80,4	128
Faible	50	39	86	38,2	123,2	44	19	62	43	106	113	205,5	139	89,6	116
Moyen	29	40	67	41,2	117	41	45	84	35	118	70,3	88,5	80,	119,1	99,5
Elevé	47	78	121	50,9	175,5	28,3	56	83	42	126	167	139	147	120,6	140
Pauvre	34	63	95	51,3	151,5	28,6	42	70	44	110	120	149,1	137	116,8	137
Moyen	41	53	90	38,8	135,3	34,3	54	87	38	131	120	98	104	103,4	103
Riche	46	54	96	51	149,4	40,1	32	73	21	91,6	115	170,3	132	248	163

Coordonnées des individus						Contributions des individus			Cosinus carrés des individus
Identificateur	Poids relatif	Distance à l'origine	Axe 1	Axe 2	Axe 3	Axe 1	Axe 2	Axe 3	Axe 1	Axe 2	somme cos²
mbé	2,50	0,09	-0,23	-0,10	-0,18	0,07	0,02	1,22	0,54	0,12	0,66
mbo	2,50	1,08	0,58	0,86	0,08	0,49	1,52	0,27	0,31	0,68	0,99
Téké	2,50	6,06	-0,33	2,44	-0,09	0,15	12,33	0,32	0,02	0,98	1,00
Kngo	2,50	1,56	-0,42	-1,16	-0,21	0,25	2,77	1,75	0,11	0,86	0,97
Vili	2,50	0,36	-0,56	-0,11	-0,17	0,45	0,02	1,16	0,88	0,03	0,91
Sgha	2,50	1,44	-1,13	0,37	-0,15	1,84	0,29	0,89	0,89	0,10	0,98
Cath	2,50	13,68	-2,73	-2,42	0,64	10,76	12,10	15,57	0,54	0,43	0,97
Prot	2,50	0,71	-0,63	0,54	-0,14	0,58	0,60	0,77	0,56	0,41	0,97
Salu	2,50	29,78	4,23	-3,44	-0,12	25,94	24,54	0,59	0,60	0,40	1,00
Aut	2,50	1,45	0,90	0,78	0,19	1,17	1,26	1,32	0,56	0,42	0,98
Cél	2,50	6,51	2,46	-0,56	0,39	8,74	0,66	5,71	0,93	0,05	0,98
Mar	2,50	0,97	-0,03	0,98	-0,06	0,00	2,00	0,13	0,00	1,00	1,00
Ubre	2,50	0,82	-0,55	-0,69	-0,22	0,43	0,98	1,91	0,36	0,57	0,94
Divo	2,50	1,86	0,52	1,26	0,09	0,39	3,29	0,32	0,14	0,85	1,00
Mono	2,50	1,46	-1,05	-0,59	-0,11	1,60	0,71	0,49	0,76	0,23	0,99
Poly	2,50	5,17	2,20	0,18	0,54	7,02	0,06	10,95	0,94	0,01	0,94
Age1	2,50	0,38	-0,31	-0,49	-0,20	0,14	0,50	1,54	0,26	0,64	0,89
Age2	2,50	0,42	-0,15	0,61	-0,13	0,03	0,78	0,66	0,05	0,91	0,96
Age3	2,50	3,95	1,37	1,34	0,53	2,73	3,71	10,45	0,48	0,45	0,93
Urb	2,50	0,16	-0,14	-0,31	-0,20	0,03	0,20	1,46	0,13	0,63	0,75
Rur	2,50	0,27	0,00	0,51	-0,12	0,00	0,53	0,53	0,00	0,95	0,95
Bzv	2,50	0,18	-0,14	0,37	-0,16	0,03	0,28	0,93	0,11	0,76	0,86
PNre	2,50	4,51	-0,84	-1,95	-0,16	1,02	7,85	0,98	0,16	0,84	0,99
Sud	2,50	0,05	0,09	-0,13	-0,16	0,01	0,03	0,99	0,15	0,33	0,48
Nord	2,50	2,60	0,10	1,61	0,03	0,01	5,37	0,03	0,00	1,00	1,00
FCM	2,50	2,90	1,24	1,10	0,38	2,23	2,51	5,42	0,53	0,42	0,95
FSCM	2,50	0,08	-0,22	0,08	-0,18	0,07	0,01	1,20	0,56	0,07	0,63
Sans	2,50	5,79	2,23	-0,88	0,16	7,20	1,62	0,96	0,86	0,14	1,00
Paire	2,50	0,28	0,28	0,44	-0,07	0,12	0,41	0,17	0,28	0,70	0,98
Secsu	2,50	0,46	-0,62	0,22	-0,18	0,56	0,10	1,21	0,83	0,10	0,93
inac	2,50	0,98	-0,97	0,11	-0,16	1,36	0,03	1,02	0,96	0,01	0,97
serv	2,50	11,77	-3,36	0,05	0,68	16,36	0,01	17,39	0,96	0,00	0,96
come	2,50	1,09	-0,04	-1,01	-0,26	0,00	2,12	2,62	0,00	0,94	0,94
agri	2,50	1,00	0,67	0,74	0,07	0,66	1,13	0,17	0,45	0,54	1,00
Fble	2,50	0,63	0,12	0,78	-0,05	0,02	1,28	0,08	0,02	0,98	1,00
Mos	2,50	0,33	-0,48	0,28	-0,15	0,33	0,16	0,88	0,69	0,23	0,93
Elev	2,50	0,12	0,10	-0,28	-0,19	0,01	0,17	1,31	0,08	0,64	0,72
Pvre	2,50	0,13	0,23	-0,24	-0,15	0,08	0,12	0,84	0,41	0,42	0,83
Mon	2,50	0,40	-0,22	0,58	-0,14	0,07	0,69	0,74	0,12	0,83	0,95
Riche	2,50	8,49	-2,21	-1,87	0,37	7,04	7,24	5,05	0,57	0,41	0,98

Coordonnées des individus						Contributions des individus			Cosinus carrés des individus
Identificateur	Poids relatif	Distance à l'origine	Axe 1	Axe 2	Axe 3	Axe 1	Axe 2	Axe 3	Axe 1	Axe 2	somme cos²
Bembé	2,50	2,06	-0,40	1,38	-0,05	0,21	4,58	0,18	0,08	0,92	1,00
Mbosi	2,50	4,01	1,00	1,68	0,45	1,30	6,78	14,21	0,25	0,70	0,95
Téké	2,50	0,39	0,21	-0,58	-0,11	0,06	0,80	0,86	0,11	0,86	0,97
Kongo	2,50	0,15	-0,36	-0,02	-0,16	0,16	0,00	1,79	0,83	0,00	0,83
Vili	2,50	21,70	-4,17	-2,03	0,44	22,57	9,90	13,87	0,80	0,19	0,99
Sgha	2,50	4,27	1,52	-1,40	-0,04	3,01	4,70	0,10	0,54	0,46	1,00
Cath	2,50	5,56	-1,43	-1,86	-0,20	2,66	8,35	2,80	0,37	0,62	0,99
Prot	2,50	1,31	-0,88	0,71	-0,19	1,00	1,21	2,61	0,59	0,38	0,97
Salu	2,50	2,90	1,44	-0,91	0,05	2,69	1,99	0,16	0,72	0,28	1,00
Aut	2,50	2,49	1,20	0,97	0,36	1,85	2,25	9,19	0,57	0,37	0,95
Cél	2,50	0,70	0,83	0,09	0,11	0,89	0,02	0,84	0,97	0,01	0,98
Mar	2,50	0,44	-0,21	0,62	-0,08	0,06	0,94	0,42	0,10	0,88	0,99
Ubre	2,50	0,20	0,44	0,01	-0,01	0,25	0,00	0,00	1,00	0,00	1,00
Divo	2,50	1,28	-1,08	-0,26	-0,22	1,51	0,16	3,32	0,91	0,05	0,96
Mono	2,50	0,33	-0,51	0,18	-0,17	0,34	0,08	2,00	0,81	0,10	0,91
Poly	2,50	5,44	2,22	-0,63	0,33	6,40	0,96	7,75	0,91	0,07	0,98
Age1	2,50	0,04	0,17	-0,07	-0,08	0,04	0,01	0,41	0,74	0,12	0,86
Age2	2,50	1,03	-0,24	0,99	-0,05	0,07	2,34	0,16	0,06	0,94	1,00
Age3	2,50	1,80	1,27	-0,41	0,11	2,09	0,42	0,86	0,90	0,10	0,99
Urb	2,50	0,47	-0,58	0,33	-0,16	0,44	0,27	1,74	0,71	0,23	0,95
Rur	2,50	0,46	0,66	0,12	0,05	0,57	0,04	0,18	0,96	0,03	0,99
Bzv	2,50	0,33	-0,30	0,48	-0,10	0,12	0,57	0,76	0,27	0,70	0,97
PNre	2,50	1,61	-1,24	0,13	-0,22	2,00	0,04	3,39	0,96	0,01	0,97
Sud	2,50	0,11	-0,05	0,33	-0,07	0,00	0,26	0,36	0,02	0,93	0,96
Nord	2,50	2,62	1,59	-0,19	0,24	3,28	0,09	4,04	0,96	0,01	0,98
FCM	2,50	1,48	0,14	1,21	0,07	0,03	3,51	0,39	0,01	0,98	1,00
FSCM	2,50	0,02	0,11	0,08	-0,06	0,02	0,01	0,30	0,53	0,28	0,81
Sans	2,50	21,75	3,34	-3,26	-0,08	14,43	25,59	0,43	0,51	0,49	1,00
Paire	2,50	0,22	0,46	-0,06	-0,03	0,27	0,01	0,05	0,98	0,02	1,00
Secsu	2,50	2,22	-0,59	1,36	-0,14	0,46	4,46	1,37	0,16	0,83	0,99
inac	2,50	1,22	-0,64	0,89	-0,15	0,53	1,89	1,57	0,34	0,64	0,98
serv	2,50	21,77	-4,50	-1,15	0,44	26,28	3,16	13,80	0,93	0,06	0,99
come	2,50	0,81	0,55	0,71	0,11	0,39	1,20	0,85	0,37	0,61	0,99
agri	2,50	0,86	0,78	-0,51	-0,01	0,78	0,63	0,01	0,70	0,30	1,00
Fble	2,50	1,09	-0,51	0,90	-0,12	0,33	1,97	0,95	0,24	0,75	0,99
Mos	2,50	1,99	-0,02	1,41	0,07	0,00	4,78	0,30	0,00	1,00	1,00
Elev	2,50	1,39	0,60	-1,01	-0,12	0,47	2,45	0,97	0,26	0,73	0,99
Pvre	2,50	0,18	-0,22	-0,31	-0,18	0,06	0,24	2,34	0,28	0,54	0,82
Mon	2,50	1,17	0,62	0,87	0,15	0,50	1,83	1,68	0,33	0,65	0,98
Riche	2,50	2,13	-1,20	-0,80	-0,20	1,87	1,55	2,98	0,68	0,30	0,98

Graphique D.1 : Caractéristiques culturelles des inégalités sexuelles entre 1 et 4 ans

Graphique D.2 : Caractéristiques socioéconomiques des inégalités sexuelles de la mortalité des enfants (1 et 4 ans)

Graphique D.3 : Caractéristiques culturelles des inégalités sexuelles entre 0 et 5 ans

Graphique D.4 : Caractéristiques socioéconomiques des inégalités sexuelles de mortalité entre 0 et 5 ans

* ¹ Cité par Jacques Vallin dans « Les déterminants de la mortalité « Tome II.

* ² Cité par J. Wakam, `Facteurs de la fécondité dans les pays du Sud' Ecole d'été (2002).

* ³ Jean-Baptiste DOUMA, Université de Paris X-Nanterre, Sophie LE COEUR, INED, Paris, Gaston HALEMBOKAKA, Raphael BIOKO, M'Pondo BATALA, Association Congolaise pour la Santé Publique et Communautaire (1996).

* ⁴ En BIOLOGIE liquide très nutritif de la première lactation maternelle après l'accouchement

au bout de quelques jours, la sécrétion de colostrum est remplacée par la sécrétion de lait

* ⁶ Surmortalité et santé des petites filles en Afrique. Tendances des années 1970 aux années 1990.

* ⁷ Naasson LOUTETE-DANGUI, la protection de l'enfant dans le domaine de la sante cas du Congo, C.N.S.E.E

* ⁹ Terme désignant le droit du fils aîné à bénéficier en priorité de l'héritage d'un parent defunt, généralement celui du père.

* ¹⁰ Ensemble des biens que l'un des époux apporte au moment du mariage pour subvenir aux besoins du ménage. La dot c'est aussi la compensation donnée au groupe de la jeune fille pour la perte d'une femme et, si l'on se réfère au symbole de fécondité que représente la femme dans beaucoup de ces sociétés, la perte des futurs enfants de la femme.(c) 1993-2003 Microsoft Corporation.

* ¹¹ Enchaînement des Méthodes statistiques, de procédures d'archivage ou d'exportation applicables à une Base. C'est la structure fondamentale de SPAD.

* ¹² Variables qui participent à la construction des axes de l'analyse factorielle.

* ¹³Toutes les variables qui n'ont pas participé à la construction des axes, mais permettent d'illustrer les analyses factorielles.