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

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.

Années	garçons	RNA	Filles	RNA	Ensemble	RNA
1994	312		305		617
1995	359	108,2	362	113,0	721	110,6
1996	351	88,6	337	84,3	687	86,4
1997	434	118,8	437	127,2	870	122,9
1998	379	82,8	350	81,2	729	82,1
1999	481	125,5	426	105,0	907	115,0
2000	388	84,6	460	103,5	849	93,9
2001	437	96,9	464	102,8	901	99,8
2002	514		442		956

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.

Années	garçons	Filles	RMN
1996	351	337	104
1997	434	437	99
1998	379	350	108
1999	481	426	113
2000	388	460	84
Ensemble	2033	2010	101

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.

Ages (ans)	Garçons	âge ratio	Filles	âges ratio	Ensemble	âges ratio
3	101	-	113	-	214	-
4	384	162	405	154,0	789	157,6
5	373	100	413	113,3	786	106,6
6	363	103	324	87,0	686	94,9
7	330	92	331	96,4	661	93,9
8	358	119	363	117,7	721	118,2
9	272	90	286	93,5	558	91,5
10	250	-	248	-	498	-

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

Ages	Femmes	Masculin		Féminin		Ensemble		RM
Ages	Femmes	NV	DC	NV	DC	NV	DC	RM
15-19	1814	7	4	7	5	14	9	100
20-24	1690	236	38	258	27	494	65	91,5
25-29	1389	565	97	598	82	1163	179	94,5
30-34	1083	470	52	500	57	970	109	94,0
35-39	963	404	62	362	43	766	105	111,6
40-44	664	223	34	200	26	423	60	111,5
45-49	536	130	23	84	13	214	36	154,8

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 %.

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

III.5.3. Evaluation de l'âge des enfants