Memoire Online - Soins préventifs et baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso

L'étude des facteurs de la mortalité des enfants dans les pays en développement comme le Burkina Faso rencontre un certain nombre de difficultés liées d'une part à la démarche conceptuelle suivie et d'autre part à la nature et à la qualité des données disponibles.

Pour atteindre les objectifs que nous nous sommes fixés, les hypothèses que nous avons formulées doivent être soumises à l'épreuve des données empiriques. Ce chapitre présente les données utilisées, en fait une évaluation critique et décrit les méthodes d'analyses retenues.

Les données que nous allons utiliser dans le cadre de cette étude proviennent de la première, de la deuxième et de la troisième Enquêtes Démographiques et de Santé du Burkina Faso (EDSBF-I, EDSBF-II et EDSBF-III), réalisées respectivement en 1992/1993, en 1998/1999 et en 2003 par l'Institut Nationale de la Statistique et de la Démographie (INSD) avec l'assistance technique de Macro International. Ces trois enquêtes fournissent des informations détaillées sur la fécondité, la planification familiale, la santé de la mère et de l'enfant, les soins prénatals et postnatals, les vaccinations, la mortalité infanto-juvénile, l'état nutritionnel des enfants de moins de cinq ans et des mères et l'excision. En plus de cela l'EDSBF-III fournissait des informations sur les infections sexuellement (IST) et VIH/SIDA.

v' recueillir les données au niveau national permettant de calculer des taux démographiques et plus particulièrement des taux de mortalité infantile, juvénile, infant-juvénile, et de fécondité.

v' analyser les facteurs associés au niveau et tendance de la mortalité infantile et juvénile. v' analyser les facteurs associés au niveau et tendance de la fécondité.

v' évaluer la santé de la mère et de l'enfant : vaccination, soins prénatals, traitement de la fièvre et de la diarrhée, l'état nutritionnel de la mère et de l'enfant.

v' Mesurer les taux de connaissance et de pratique contraceptive par méthode, par milieu d'habitat et selon les secteurs de distribution de la contraception.

v' Mesurer l'état nutritionnel des mères et des enfants de moins de cinq ans (mesures anthropométriques : taille et poids).

Le plan de sondage adopté pour les enquêtes EDSBF-I, EDSBF-II et EDSBF-III consiste à un sondage stratifié par grappes à deux degré, pondérée et représentative au niveau national, au niveau des milieux de résidence et des régions de résidence. La base de sondage utilisée est la liste des Zones de Dénombrement du Recensement Général de la Population et de l'Habitat (RGPH) de 1996 pour EDSBF-II et EDSBF-III et RGHPH 1985 pour l'EDSBF-I.

Les trois enquêtes ont été réalisées à l'aide de trois types de questionnaires afin d'atteindre les objectifs fixés. Il s'agit du questionnaire ménage, du questionnaire individuel femme et du questionnaire individuel homme.

Le questionnaire ménage a permis d'enregistrer tous les membres du ménage et les visiteurs ; de collecter un certain nombre d'informations tels que l'âge, le sexe, le milieu de résidence, l'éducation, l'état matrimonial et enfin les caractéristiques socio-économiques et environnementales dans lesquelles vivent les enquêtés. Il a également permis d'établir l'éligibilité des personnes à interviewer individuellement et de déterminer les populations de référence pour le calcul de certains indicateurs démographiques.

Le questionnaire individuel femme s'adresse uniquement aux femmes en âge de procréer (15-49 ans) éligibles dans les ménages enquêtés. A ce niveau, le critère de sélection est essentiellement fondé sur l'âge de la femme. Toutes les femmes âgées de 15 à 49 ans de tous les ménages enquêtés ont été sélectionnées. Il offre plusieurs variables relatives à la procréation, à la connaissance et à l'utilisation de la contraception, à la grossesse et à l'allaitement, à la vaccination et à la santé des enfants, à la nuptialité, à la préférence en matière de fécondité, à la mortalité maternelle, à l'état nutritionnel des mères et des enfants de moins de cinq ans et enfin aux caractéristiques socio-économiques et culturelles de la femme et du conjoint. Des informations détaillées ont été recueillies sur les enfants nés vivants, les

enfants survivants et les enfants décédés, sur le sida et autres infections sexuellement transmissibles et enfin sur l'excision.

Le questionnaire individuel homme s'adresse à un échantillon d'hommes sélectionnés parmi les maris des femmes éligibles au questionnaire individuel femme. Il vise à collecter des informations sur la connaissance et l'utilisation de la contraception et sur les opinions des maris en matière de fécondité, de taille de la famille et planification familiale. Des informations détaillées ont été recueillies sur le sida et autres infections sexuellement transmissibles, sur l'excision et la circoncision des hommes.

Les fichiers d'analyse ont été constitués à partir du questionnaire ménage et du questionnaire individuel femme. Le questionnaire ménage a permis d'avoir certaines informations relatives aux caractéristiques du milieu de vie des enquêtés alors que le questionnaire individuel femme fournit les détails liés à la santé familiale en générale et à la santé des enfants en particulier et à l'état nutritionnel de la mère et de l'enfant.

La plupart des informations recueillies lors de trois EDS du Burkina Faso (EDSBF-I, EDSBF-II et EDSBF-III) sur la mortalité des enfants portent sur les évènements survenus au cours des cinq dernières années précédent la date des différentes enquêtes. Les variables qui opérationnalisent le comportement des mères en matière de soins préventifs et curatifs (allaitement, vaccination, consultations prénatales, lieu et l'assistance à l'accouchement, etc.) n'ont été saisies que pour les enfants nés vivants au cours des cinq dernières années précédent les trois enquêtes.

Figure 3.1: Diagramme de Lexis montrant la période quinquennale précédent les enquête

Pour l'étude de la mortalité infantile, tous les enfants nés au cours de la période annuelle [t-1, t] ne sont pas exposés au même risque de décéder que les autres nés au cours de la période [t-5, t-1] car à la date t certains d'entre eux n'ont pas encore atteint leur premier anniversaire, alors que ceux des générations [t-5, t-1] ont été totalement exposés au risque.

Compte tenu de ce problème et du fait du faible effectif de décès enregistrés dans les générations totalement exposées au risque de décéder si nous considérons une période annuelle, nos analyses porteront sur la cohorte d'enfants de la période [t-5, t-1].

En l'absence des variables susceptibles de rende compte des comportements de mères en matière de santé telles que la vaccination et la nutrition pour les enfants décédés, nous allons retenir les comportements des mères pour les enfants survivants. Ce faisant, nous supposons que les femmes ont eu les mêmes comportements pour les enfants survivants que pour les enfants décédés.

Cette démarche pose un problème. En effet, il est impossible d'associer les variables relative aux comportements de la mère en matière de santé à un enfant décédé si sa mère n'a eu que lui seul au cours de la période retenue pour l'enquête ou si les autres enfants nés avant ou après lui au cours de la période de l'enquête sont aussi décédés.

Du fait de la nature des données (recueillies a partir des enquêtes rétrospectives) que nous allons utilisées dans cette étude, deux approche d'analyse peuvent être utilisées : une analyse transversale ou une analyse longitudinale. L'analyse transversale se base sur les indices calculés pour une période donnée, toutes cohortes confondues (période d'un an ou de cinq ans avant l'enquête). Par contre l'analyse longitudinale rend compte de l'évolution du risque de décès d'une génération ou d'un groupe de générations. Son postulat de base est fondé sur le fait que les enfants nés au cours d'une même période donnée sont sensés connaître les mêmes conditions qui les exposent de façon indifférenciée au risque de mourir. Compte tenu des objectifs de notre étude, nous allons adopter cette dernière approche.

Pour cette étude les analyses seront essentiellement descriptives. Dans un premier temps les analyses consisteront à faire une analyse différentielle des variables liées à la mortalité infantile. Elles seront menées grâce aux tableaux croisés. A l'aide de la statistique de Khi-deux, nous apprécierons l'existence ou non de relation entre chacune des facteurs préventifs et le risque de mortalité infantile. Dans un deuxième temps, nous recourons à l'Analyse Factorielle des Correspondances Multiples (AFCM) pour saisir l'association entre ces différents facteurs et la mortalité infantile selon chaque période d'étude. Il s'agit de mettre en évidence une modification ou une conservation de la structure d'une telle association à travers le temps.

D'importantes précautions ont été prises lors de l'exécution des trois enquêtes démographiques et de santé au Burkina en 1992, en 1998 et en2003 pour s'assurer de la représentativité de toutes les couches sociales dans l'échantillon. Cependant, cela ne peut que minimiser les erreurs de conception; il reste à maîtriser les erreurs liées à la collecte des données sur le terrain pour avoir des données de meilleure qualité. Ce deuxième type d'erreurs peut provenir de la nature de l'enquête, du comportement des agents enquêteurs et/ou de la capacité des enquêtés à fournir des réponses fiables. Dans le cadre de l'analyse de la mortalité infantile, nous essayerons de vérifier la qualité des données collectées à partir de l'âge déclaré des enquêtées de la parité moyenne et de la structure par âge et par sexe des enfants décédés.

Une distribution par âge des femmes enquêtées permet d'apprécier, en partie, la qualité des données recueillies. Comme la souligné Gilles Roger et al (1981), une structure par âge enregistrée à l'occasion d'une enquête est la résultante de l'histoire passée des générations concernées et des conditions de la collecte. La première composante de cette relation est déterminée par les lois de la fécondité de la mortalité et de la migration tandis que la seconde (condition de la collecte) dépend surtout de la nature de la question sur l'âge, du niveau de la formation des enquêteurs, des coutumes du milieu de la collecte et enfin du niveau d'instruction des enquêtés. Les lois régissant les phénomènes démographiques (fécondité, mortalité et migration) présentent des effets moindre sur la perturbation de la structure par âge; par contre les effets liés à la déclaration d'âge peuvent entrainer d'importantes distordions. L'importance de l'effectif des enquêtés n'ayant pas déclaré leur âge (modalité indéterminée) au moment de l'enquête et la forme de la structure par âge (creux) permettent de se rendre compte des défauts de déclarations d'âge des enquêtés.

Les indices de Whipple et de Myers permettent également d'apprécier l'importance des mauvaises déclarations d'âge.

700
600
500
400 300 200 100 0 Effeciff -. NJ C ..3 A 0 0 0 0 7 0 0 0 0
																				2003
																				2003
																				1998
																				1992
																				1992




15 16	17	18 19	20 21	22 23	24 25	26 27	28 29	30 31	32	33 34	35 36	37	38 39	40 41	42	43 44	45 46	47 48	49
									Age

La structure par âge des femmes enquêtées (figure 3.2), laisse apparaître beaucoup d'irrégularités. On observe des pics particulièrement aux âges ronds (se terminant par 0) et semi-ronds (se terminant par 5). Le calcule des indices de Whipple et Myers va nous permettre de confirmer ou d'infirmer cette préférence des âges se terminant par les chiffres 0 et 5.

L'indice de Whipple (I_w) permet de mesurer le degré de préférence des âges se terminant par 0 ou 5. Le calcul de cet indice consiste à prendre l'effectif total des femmes âgées de 23 à 62 ans, et à calculer la somme des effectifs des femmes de cet intervalle dont les âges se terminent par les chiffres 0 ou 5; puis on fait le rapport de cette dernière somme au un cinquième de l'effectif total. L'indice ainsi obtenu varie entre zéro et cinq. Mais pour les données issues des EDS, la formule est la suivante :

Lorsque sa valeur est égale à 1, il n'y a pas de préférence pour les âges se terminant par zéro et par cinq. Par contre pour une valeur inférieure à un, il y a répulsion tandis que pour une valeur comprise entre un et cinq il y a attraction (Roger et al, 1981). Les valeurs proposées par les Nations Unies pour apprécier la qualité des données sur l'âge à partir de cet indice sont:

v' Si I_w = 1, il n'y a aucune préférence pour les âges terminés par 0 ou 5. v' Si 1 < I_w < 5, il y a attraction d'autant plus forte que I_w est proche de 5.

Le calcul de l'indice de Whipple pour les données des EDS de 1993 de 1998 et 2003 (1,31 pour 2003, 1,33 pour 1998 et 1,26 pour 1993) montre qu'il y a une attraction pour les âges se terminant par 0 ou 5. On peut donc dire que les femmes ont mal déclaré leurs âges lors de chacune des trois enquêtes. Cependant, l'indice de Whipple présente certaines limites. Il ne permet de se prononcer que sur la préférence des âges se terminant par zéro ou cinq.

Contrairement à l'indice de Whipple, celui de Myers mesure la répulsion ou l'attraction de chacun des chiffres compris entre zéro et neuf. Il permet aussi de se prononcer de façon globale sur l'ensemble des chiffres. Cet indice présente aussi l'avantage d'éliminer, au moins en partie, la diminution des chiffres entre les âges en se servant des effectifs pondérés. Cet indice varie entre 0 et 180. Plus il est proche de zéro, meilleure est la déclaration des âges. Pour chaque chiffre, le signe négatif du coefficient indique une répulsion, tandis que le signe positif traduit une attraction. La valeur absolue du coefficient renseigne sur l'ampleur de préférence.

Le calcule de l'indice de Myers pour l'EDS 1993, l'EDS de 1998 et celui de 2003 montre qu'il y a une préférence pour les chiffres se terminant par 0 et 5, dans la déclaration de l'âge pour chacune des trois enquêtes (ce qui confirme les résultats obtenus par l'indice de Whipple), et une répulsion pour les autres. Ce résultat est également confirmé par la figure 3.2 (représentant la répartition des mères selon leurs âges). En considérant les déclarations d'âge des femmes enquêtées lors des trois EDS, on constate que les données recueillies sur l'âge sont entachées d'erreurs. Le regroupement des effectifs en groupes d'âge quinquennaux permet de corriger les biais constatés en lissant la structure initiale (Roger et al, 1981).

Les courbes obtenues à partir de la répartition des femmes enquêtées selon le groupe d'âges (cf. figure 3.3), montre une décroissance régulière des proportions des femmes en âge de procréer au fur et à mesure que l'âge augmente. Les allures générales de ces distributions sont semblables à celles obtenue à partir des données du RGPH de 1996 (Figure3.3). Par exemple, pour le groupe d'âges 20-24 ans, les proportions observées sont de 18,0% pour l'EDSBF-III, 18,4% pour l'EDSBF-II et 19,2% pour l'EDSBF-I contre 18,4% pour le RGPH de 1996 (Tableau3.2). Ce constat permet d'affirmer que les erreurs des déclarations d'âge ne sont pas assez importantes pour remettre en cause la qualité des données des trois EDS utilisées dans cette étude.

Graphique3.2 : Répartition des femmes enquêtées et des femmes recensées selon le groupe d'âges

La parité moyenne est le nombre moyen d'enfants nés vivants par femme. En supposant que la structure de la fécondité ne souffre pas d'une mauvaise déclaration de l'âge de la mère, le nombre d'enfants nés vivant par femme devrait croître avec l'âge de la mère. Une baisse de la parité pourrait dénoter soit une omission d'enfants nés vivants, soit une sous représentativité des mères aux âges élevés, ou encore soit une mauvaise déclaration de l'âge de la mère. Effet de mémoire, lieu de résidence de la mère, influence des traditions, us et coutumes sont des raisons avancées pour expliquer un tel phénomène (Roger et al, 1981). Au cours des opérations de collecte, les omissions d'enfants nés vivants touchent le plus souvent les enfants nés des mères non instruites, résidant en milieu rural ou n'ayant pas accouché dans les centres de santé qui délivrent directement une pièce d'identité à l'enfant, etc. (Roger et al, 1981). Les omissions introduisent non seulement un biais dans le calcul des indices de la mortalité des enfants, mais rendent également difficile l'analyse des facteurs qui conduisent à la mort de façon différentielle car les enfants déclarés sont le plus souvent ceux qui ont bénéficié de contacts avec les services de santé au moment de la grossesse, de l'accouchement et/ou de la période postnatale.

La figure3.4 montre que les parités augmentent presque régulièrement jusqu'à 46 ans pour les trois enquêtes. Des petites anomalies sont observées entre 46 et 49 ans. L'omission de quelques enfants (enfants vivant hors du ménage ou confiés à d'autre personnes) et le faible effectif des femmes âgées de 46-49 ans expliqueraient ces anomalies. Par ailleurs, la baisse observée à 49 ans en 1998 peut être due à une omission de naissances due à la déficience de mémoire, à un rajeunissement ou un vieillissement fictif des femmes (dans le premier cas, la femme baisse son âge pour se montrer encore jeune et, dans le deuxième cas, l'enquêteur estime l'âge de la femme à un âge élevé pour éviter certaines questions). Le rajeunissement de la femme fait augmenter les parités moyennes trouvées pour les âges inférieurs et le vieillissement soustrait ces femmes dans le calcule de la parité moyenne.

Les méthodes indirectes d'estimation du taux de fécondité général (TFG) permettent de se prononcer sur la qualité des déclarations du nombre d'enfants nés vivants par femmes. Soient P2, P3 et P4 les parités moyennes des femmes âgées respectivement de 20-24 ans, 25-29 ans et 30-34 ans révolus. On estime le taux de fécondité général de deux manières différentes: TFG= (P3)²/P2 ou TFG = P2(P4/P3)⁴. Selon Rachad et Brass (1979) si la valeur minimale du taux de fécondité global (TFG) obtenu à partir de ces deux formules est supérieure à la parité moyenne des femmes âgées de 45-49 ans, on peut conclure que les femmes ont probablement omis des enfants dans leurs déclarations.

Tableau 3.3 : Les taux de fécondité général obtenus méthodes indirectes d'estimation de Rachad et Brass

Les valeurs minimales étant (5,40, 5,76 et 5,52) étant inférieures aux parités déclarées par les femmes âgées de 45-49 ans (respectivement 6,04, 6,47 et 6,29), on peut conclure que la déclaration des enfants nés vivants est relativement bonne comme l'atteste d'ailleurs la figure 3.4.

Graphique3.4: Evolution des parités moyennes selon le groupe d'âge de la mère

Le tableau ci-après donne le nombre d'enfants nés vivants par groupes d'âges quinquennaux de la mère.

Tableau 3.4: Répartition des enfants nés vivants et des enfants décédés selon le groupe d'âges de la mère

a) Evolution des proportions des décès d'enfants selon l'âge déclaré des mères

On s'attendrait à ce que les naissances qui surviennent aux jeunes et aux âges élevés donnent lieu à des risques de décès plus élevés que ceux des âges intermédiaires. En effet comme l'indique la revue de la littérature, le risque de décès est élevé chez les enfants issus de mères jeunes et mères âgées du fait non seulement de l'immaturité (mères moins de 20 ans) et de la fatigue biologique (mères âgées de plus de 35 ans), mais aussi et surtout à cause des comportements différentiels en matière de suivi médical de la grossesse, de l'accouchement et du nouveau-né. Tout écart par rapport à ce constat peut traduire une mauvaise déclaration des enfants décédés.

On remarque (Figure3.6) que l'évolution des proportions ne suit pas cette règle. On observe que la courbe des proportions des décès présente une allure irrégulière pour les trois sources de données. Ce qui montre une mauvaise déclaration des décès surtout chez les femmes ayant un âge élevé qui présentent souvent un déficit de mémoire.

Mais en regroupant les femmes par tranche d'âges quinquennaux, observe une allure assez régulière des courbes des proportions des décès (Figures 3.7). Ce qui montre que malgré les distordions observées dans la déclaration des décès quand on considère les unités d'âges, celle-ci a été dans l'ensemble satisfaisante.

b) Evaluation de la qualité des données à partir de la distribution par âge des enfants décédés

Pour évaluer la qualité des données sur l'âge, nous allons commencer par évaluer les taux de non réponse. Ainsi, nous avons trouvé des taux de non réponse (cf. Tableau 3.5) qui ne sont pas de nature à influencer significativement la déclaration des âges au décès.

L'analyse biométrique de la mortalité des enfants postule que la distribution des décès est uniquement fonction de l'âge (Akoto, 1996). Dans les pays en développement, l'insuffisance du suivi médical de la grossesse, de l'accouchement et du nouveau-né, joint à d'autres facteurs culturels, entraînent le plus souvent un nombre important de décès au cours du premier moi de vie. Ce nombre de décès diminue régulièrement au fur et à mesure que les enfants avancent en âge. Cette tendance est confirmée par la proportion des décès néonatals dans la mortalité infantile qui ne devrait pas s'écarter de un tiers (Akoto, 1985). Le calcul de la proportion des décès néonataux dans la mortalité infantile, à partir des données de l'EDSBF-III, de l'EDSBF-II et de l'EDSBF-I donne respectivement les valeurs suivantes 0,40, 0,42 et 0,48 (tableau3.6). Les proportions ainsi trouvées sont supérieures à un tiers, on peut donc dire que la déclaration des décès selon l'âge au décès n'est pas de très bonne qualité. Cependant on remarque une déclaration relativement bonne pour l'EDS de 2003 par rapport à l'EDS de 1993. Par ailleurs, il existe des enfants dont leur âge au décès n'a pas été déclaré (tableau 3.5). Mais ces proportions sont faibles pour compromettre l'utilisation des ces données.

Tableau 3.6: Proportion des décès néonatals parmi les décès infantiles selon les EDS

En définitive, nous avons pu évaluer la qualité des données permettant d'étudier la mortalité des enfants au Burkina. L'enregistrement des naissances et des décès est relativement fiable en raison du type d'enregistrement (EDS). Les données anciennes (1998- 1993) et les données récentes sont de qualité équivalente et, bien que ne couvrant pas exactement les mêmes femmes, fournissent des résultats comparables.

Malgré les insuffisances liées à la méthodologie des trois enquêtes (indisponibilité des informations sur les enfants dont les mères sont décédées à la date de l'enquête par exemple) et à la qualité des données sur l'âge, la parité et les décès, les données utilisées dans cette étude permettent de faire une analyse sans s'éloigner de la réalité. En effet, après regroupement des âges en des groupes d'âges d'amplitude cinq, les données se sont révélées de qualité satisfaisante pour mener une étude de qualité acceptable.

Dans ce chapitre, nous avons essayé de présenter et d'évaluer la qualité des données des Enquêtes Démographiques et Santé (EDS) de 1993, 1998 et de 2003 qui constituent nos sources de données utilisées dans cette étude. Les informations recueillies lors de ces trois enquêtes sont relativement de bonne qualité malgré l'existence de quelques imperfections. La présentation des méthodes d'analyse qui seront utilisées dans les analyses a clôturé ce chapitre.

Après avoir présenté et évalué la qualité des données utilisées et choisit la méthode d'analyse appropriée, nous allons entrer dans les analyses proprement dites. Ce dernier chapitre aura pour objectif de vérifier empiriquement les hypothèses de cette étude. Les résultats obtenus vont permettre de formuler par la suite des suggestions que se soient au niveau de la perspective de recherche ou au niveau des stratégies en matière de santé.

CHAPITRE IV: PRATIQUES PREVENTIVES DES MERES EN
MATIERE DE SOINS DE SANTE ET MORTALITE INFANTILE

Le présent chapitre s'attelle à l'analyse des données des trois enquêtes utilisées dans cette étude. Il s'agit essentiellement d'une analyse descriptive des facteurs de la mortalité infantile liés aux pratiques préventives des mères en matière de soins de santé.

L'exploitation des données porte sur une cohorte de 8994 enfants pour l'EDS-III (2003), de 5886 enfants pour l'EDS-II (1998) et de 5688 enfants pour l'EDS-I (1992), nés vivants dont l'âge varie entre zéro et onze mois révolus. L'analyse est menée selon les groupes de variables relatives au suivi médical de la grossesse et de l'accouchement (soins prénatals), à la vaccination des enfants et enfin à la nutrition. Les variables d'identification sociale de la mère et les variables liées au contexte nous servent de variables de contrôle des différentes relations éventuelles entre le risque de décès infantile et les facteurs préventifs susénumérés.

4.1 Pratiques des mères en matière de suivi médical de la grossesse et de l'accouchement et risque de mortalité infantile

La grossesse et l'accouchement sont des périodes à risque pour la femme et l'enfant à naître. Ces risques sont en grande partie maîtrisés par des mesures de surveillance prénatale, une assistance qualifiée au moment de l'accouchement et de suites de couches. Les soins prénatals le lieu et l'assistance à l'accouchement diminuent le risque de décès des enfants et/ou de la mère en détectant les grossesses à risques. Le comportement des mères en matière de suivi médical de la grossesse et de l'accouchement est approché ici à travers la durée de la grossesse au moment de la première visite prénatale, le nombre de visites prénatales, le nombre d'injections antitétaniques reçues par la mère au moment de la grossesse, le lieu et l'assistance à l'accouchement.

Au cours de chacune des trois enquêtes, il a été demandé à chacune des femmes enquêtées ayant eu au moins un enfant au cours des cinq dernière années précédents l'enquête, le temps qui s'est écoulé entre la conception de la grossesse et le moment de la première visite prénatale (les réponses ont été enregistrées en nombre de mois). En se référant à la revue de la littérature et à la répartition des effectifs, nous avons été amené à crée un indicateur à trois

modalités. Il s'agit notamment des enfants n'ayant bénéficié d'aucune visite prénatale, de ceux dont les mères ont effectué la première consultation au cours des trois premiers mois de la grossesse, et enfin de ceux pour lesquels la première visite a eu lieu a partir de trois mois ou plus après la conception.

On constate que pour l'EDSBF-III (2003), près d'un enfant sur quatre n'a bénéficié d'aucune visite prénatale (figure 4.1). Parmi les enfants qui en ont bénéficié 29,67% des enfants proviennent des mères ayant effectuées leur premier contrôle au cours des trois premiers mois de la grossesse.

Graphique4.1: Répartition des enfants de moins d'un an selon l'âge de la grossesse au moment du premier contrôle prénatale

Tableau 4.1: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon l'âge de la grossesse au moment de la première visite prénatale

Pour l'EDSBF-II (1998), 35,37% des enfants n'ont bénéficié d'aucune consultation prénatales et parmi ceux qui ont bénéficié d'au moins une visite prénatale, 26,4% appartiennent aux femmes ayant effectuée leurs premiers contrôles au cours des trois premiers mois de la grossesse contre 38,24% dont les mères ont attendu quatre mois ou plus avant de contacter un personnel de santé. Enfin, pour l'EDSBF-I (1993), 38,8% des enfants sont issus des mères qui n'ont eu recours à aucune visite prénatale au cours de la grossesse contre 61,45% qui ont bénéficié d'au moins une consultation.

On remarque que la proportion des enfants n'ayant bénéficié d'aucune visite prénatale va décroissant de l'EDSBF-I à l'EDSBF-III. Cette proportion est passée de 38,8% en 1992 à 23,6% en 2003. Ainsi, les femmes recourent de plus en plus aux visites prénatales même si cela se fait un peu tardivement. Par ailleurs, on remarque que ces proportions sont très variables suivant le niveau d'instruction de la mère et le milieu de résidence. En effet, les enfants qui n'ont bénéficié d'aucune visite prénatale proviennent des mères vivant en milieu rural (98,24% entre 1999 et 2003, 98,97% entre 1994 et 1998 et 96,09% entre 1988 et 1993), sans niveau d'instruction (97,54% entre 1994 et 1998 et entre 1988 et 1993, 97,17% entre 1999 et 2003) et sont généralement agricultrices (84,76% 1999 et 2003, 51,63% 1994 et 1998 et 33,92% 1988 et 1993) (annexe 3).

Ce comportement des mères n'est pas sans conséquence sur la survie des enfants. Comme on s'y attendait, on remarque, sur les trois périodes, une association significative entre l'âge de la grossesse au moment de la première visite et le risque de décès infantile (Tableau4.1).

La différence est nette entre les enfants dont les mères ont effectué au moins une visite prénatale et ceux dont les mères n'ont effectué aucune visite, et cela se vérifie quelque soit la durée de la grossesse et quelque soit la période d'étude. Le risque de décès des enfants qui n'ont bénéficié d'aucune visite est plus de 1,5 fois élevé que celui de ceux dont les mères ont effectué au moins une consultation et cela pour les trois périodes d'études. On constate en outre, pour toute la période d'études qu'il n'existe pas de différence significative de risque de décès entre les enfants dont les mères ont effectué au moins une visite prénatale quelle que soit la durée de la grossesse.

Cependant, le risque de décès infantile lié à ce comportement de la mère a considérablement diminué entre 1988 et 2003. Pour les enfants dont les mères n'ont eu

recours à aucune consultation prénatale, ce risque a suivi une baisse de 5% entre 1988 et 1993 et une baisse encore importante entre 1999 et 2003 (6,1%).

La variation du risque de décès infantile en fonction du moment de la première visite prénatale pourrait s'expliquer par la relation que celui-ci entretient avec le nombre de visites prénatales effectuées et le nombre d'injections antitétaniques reçues par la mère pendant la grossesse. En effet, les femmes ayant débuté tôt leurs consultations prénatales ont plus de chance (sous les conseils des personnels de santé) d'effectuer le nombre adéquat de visites médicale de la grossesse et d'injections antitétaniques pour protéger le foetus et accoucher dans de meilleures conditions. Cela se justifie par le fait que les visites médicales sont régulièrement espacées dans le temps et que les injections antitétaniques sont administrées, dans la plus part des cas, au cours des contrôle de la grossesse.

Tout comme la durée de la grossesse au moment de la première visite prénatale, les EDS de 1993, 1998/99 et de 2003 ont également saisi les informations sur le nombre de visites prénatales effectuées par les femmes ayant eu des naissances au cours des cinq dernières années qui ont précédées les différentes enquêtes. Nous avons constitué, à partir de ces informations, un indicateur mesurant le nombre de visites prénatales.

On remarque que jusqu'en 2003, près d'un enfant sur quatre n'a bénéficié d'aucune visite prénatale. Ce nombre était presque de deux enfants sur cinq entre 1988 et 1993 et entre 1994 et 1998 (figure 4.2). Les femmes ont de plus en plus recourt aux visites prénatales pendant la grossesse. Comme l'indique la figure4.2, la proportion des femmes ayant eu recourt à plus de trois visites prénatales pendant la grossesse a augmenté entre 1992 et 2003.

On remarque également que ces proportions sont très variables suivant le milieu de résidence et le niveau d'instruction de la mère (le même constat que la durée de la grossesse au moment de la première visite).

Graphique4.2: Répartition des enfants de moins d'un an selon le nombre de visites prénatales
effectuées pendant la grossesse

Tableau 4.2: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon le nombre de visites prénatales effectuées par la mère durant la grossesse.

On constate une association significative entre le nombre de visites prénatales effectuées par la mère et la mortalité des enfants des moins d'un an (Tableau 4.2). Les enfants dont les mères n'ont effectué aucune visite médicale courent presque 1,7 fois plus de risque de décès que les autres ayant bénéficié d'au moins trois contrôles de la grossesse et cela pour les trois périodes considérées. Comparé aux enfants dont les mères n'ont effectué aucune visite prénatale, on observe, pour les trois périodes d'étude, un écart de l'ordre 27,1% de risque de mortalité en faveur de ceux qui ont bénéficié d'un à deux contrôles prénataux.

Par ailleurs, pour les enfants nés en milieu urbain, ceux dont les mères n'ont eu recours à aucune visite prénatale cours en moyenne 2,5 fois plus de risque de décéder que

leurs camarades qui ont bénéficié d'au moins trois visites prénatales par contre pour ceux nés en milieu rural l'écart de risque entre les deux groupes est en moyenne de 1,25 (Annexe 1) Concernant le niveau d'instruction, les enfants nés des mères sans niveau, ceux qui n'ont bénéficié d'aucun suivi médical de la grossesse ont environ 1,6 fois moins de chance de survivre que les autres qui ont bénéficié de trois visites au moins. Par contre, les enfants dont les mères ont un niveau d'instruction primaire et secondaire ou plus le risque de décès ne varie pas beaucoup entre les différentes modalités de la variable "nombre de visites prénatales".

Ces résultats semblent confirmer les observations faites par Grenier et Gold (1986), qui stipulent que le contrôle médical permet d'éviter, sinon de réduire, le risque de malformation du foetus conduisant le plus souvent au décès des enfants en bas âge, de moitié. Tout comme la durée de la grossesse au moment de la première visite, les écarts de risque de mortalité infantile entre les différents groupes se sont réduits au cours du temps. Cette réduction pourrait s'expliquer par le recours de plus en plus aux visites prénatales. Plusieurs facteurs entre en jeux pour expliquer cette situation. Elle dépendrait non seulement, de leur perception du système traditionnel de soins, mais également de leur capacité de se détacher des rites ou des habitudes traditionnelles ainsi que de leur situation économique.

Les informations contenues dans les trois enquêtes nous ont permis de constituer un indicateur répartissant les enfants nés au cours des cinq dernières années qui ont précédées chacune des trois EDS, selon le nombre d'injections antitétaniques reçues par la mère au cours de la grossesse. La vaccination antitétanique vise à immuniser les mères contre le tétanos et surtout à prévenir le tétanos qui menacerait les enfants nés à domicile sans précaution d'asepsie.

Pour une protection plus ou moins complète, une femme enceinte devrait recevoir deux doses de vaccin. Selon Letonturier (1996), la réception de quatre doses d'injections antitétaniques par la mère au moment de la grossesse immunise l'enfant contre les infections tétaniques qui peuvent l'affecter au cours de l'accouchement.

On remarque qu'entre 1988 et 1992 près deux enfant sur cinq (44,30%) sont nés des mères qui n'ont reçu aucune injection antitétaniques au cours de la grossesse contre un sur

trois dont la mère n'a reçu aucune injection antitétanique (Figure 4.3) entre 1999 et 2003. Les proportions des mères ayant reçu une ou deux injections antitétaniques au cours de la grossesse sont respectivement de 44,13% entre 1988 et 1993, de 54,37% entre 1994 et 1998 et de 59,76% entre 1999 et 2003. La proportion des femmes ayant reçu au moins une injection antitétanique au cours de la grossesse a augmenté au cours du temps même si la proportion de celles qui ont reçus plus de trois injections a diminué en 2003. Cela traduit la faiblesse du pourcentage de femmes enceintes protégées contre le tétanos néonatal au Burkina Faso au cours des périodes 1988-1993 et 1994-1998, ce qui n'est pas sans conséquence sur la survie des enfants en bas âge.

Graphique4.3: Répartition des enfants de mois d'un an selon le nombre d'injections antitétaniques reçues par la mère au cours de la grossesse

Tableau 4.3: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon le nombre d'injections antitétaniques reçues par la mère durant la grossesse

On remarque une forte corrélation entre le nombre d'injections antitétanique reçues par la mère au cours de la grossesse et la mortalité des enfants de moins d'un an (tableau 4.3). Les enfants dont les mères n'ont reçu aucune injection antitétanique au cours de la grossesse courent presque deux fois plus de risque de mortalité que ceux dont les mères ont eu au moins trois injections et cela quelque soit la période d'étude. Ce risque va en diminuant dans le temps, il était de 126,36(%o) entre 1988 et 1993 et atteint 116,86(%o) entre 1999 et 2003. Par contre, il n'existe, quelque soit la période d'étude que nous avons considéré ici, presque pas de différence significative de mortalité entre les enfants dont les mères ont reçu respectivement une ou deux injections antitétaniques et au moins trois injections antitétaniques. Ce qui importe plus pour la survie des enfants, c'est de tout faire pour recevoir au moins une injection antitétanique au cours de la grossesse.

Toutes choses étant égale par ailleurs, l'injection antitétanique permet de faire face aux facteurs endogènes de la mortalité des enfants en bas âge. Le vaccin antitétanique réduit donc le risque d'infection par certaines maladies tel que le tétanos au cours de l'accouchement et durant les premiers mois de vie de l'enfant. Dans les milieux ruraux où les pratiques dominants prônent l'accouchement à domicile favorisant ainsi l'infection par le tétanos néonatal, il parait important de développer des campagnes de sensibilisation des femmes enceintes afin qu'elles se fassent vacciner au moment de la grossesse.

Les trois EDS réalisé au Burkina ont enregistré des informations détaillées sur le lieu et l'assistance à l'accouchement, à partir desquelles nous avons constitué les indicateurs du lieu et d'assistance à l'accouchement. Les effets négatifs de l'insuffisance des soins précédemment énumérés peuvent être atténués par un choix adéquat des conditions de l'accouchement. Ces conditions dépendent essentiellement du lieu et de l'assistance à l'accouchement. Le lieu de l'accouchement permet d'avoir une idée des conditions d'hygiènes dans lesquelles a eu lieu la naissance. Ainsi, à partir de l'indication du lieu de l'accouchement, on distingue les enfants nés à domicile de ceux qui ont vu le jour dans un centre de santé.

On constate que jusqu'à récemment (entre 1999 et 2003) plus de deux enfants sur cinq (45,94%) sont nés à domicile. Cette proportion était de 63,71% entre 1988 et 1993 et de 58,78% entre 1994 et 1998. Parmi les enfants nés au cours des différentes périodes de référence un peu plus de trois enfants sur dix ont vu le jour dans un centre de santé entre 1988

et 1992 (32,4%) et quatre sur dix entre 1994 et 1998 et plus d'un enfant sur deux, entre 1999 et 2003. Ces proportions ont peu varié dans le temps. Néanmoins, on constate que les femmes accouchent de plus en plus dans les centres de santé.

Graphique4.4: Répartition des enfants de moins d'un an selon le lieu de l'accouchement.

Graphique4.5: Répartition des enfants selon la qualité du personnel ayant assisté à l'accouchement

En ce qui concerne l'assistance à l'accouchement, on remarque que seulement un enfant sur dix (11,67%) a bénéficié de la supervision d'un personnel de santé entre 1988 et 1993 contre près d'un sur quatre (23,74%) entre 1999 et 2003. La majorité des femmes qui ont une naissance entre 1988 et 1993 et entre 1994 et 1998 ont préféré être seule au moment de la délivrance (12,80% entre 1988 et 1993 et 19,27% entre 1994 et 1998) ou être assistées par d'autres personnes telles que les accoucheuses traditionnelles et leurs parents ou amis

(75,53% entre 1988 et 1993 et 68,30% entre 1994 et 1998). La pratique dominante est alors l'assistance d'autres personnes telles que les accoucheuses traditionnelles, les parents et amis de la parturiente. Tout comme le lieu de l'accouchement, les femmes ont recourt de plus en plus aux personnels de santé pendant l'accouchement.

On remarque une forte corrélation entre le lieu de l'accouchement et la mortalité infantile (Tableau 4.4). Les enfants nés a domicile cours plus de risque de décès que ceux nés dans un centre de santé cela quelque soit la période d'étude considérée. Ce constat confirme les observations faites par plusieurs études menées en Afrique et mettant l'accent sur l'efficacité des centre de santé à réduire, en dépit de leurs insuffisance, le risque d'infection par certaines maladies au cours de l'accouchement. On remarque par ailleurs, que les écarts de risque de décès ne se sont pas significativement réduits au cours du temps.

On note également qu'en contrôlant le milieu de résidence, les enfants qui ont vu le jour à domicile courent plus de risque de décéder en milieu rural qu'en milieu urbain (74,06% contre 101,34% en 2003 par exemple) (Annexe 2). On fait également le même constat en ce qui concerne le niveau d'instruction. En effet, on remarque que les enfants né à la maison et des mères sans niveau courent plus de risque (100,88% en 2003) que ceux issus des mères de niveau primaire ou plus (96,69% pour le niveau primaire et 51,91% pour le niveau secondaire ou plus en 2003) (Annexe 2).

Tableau 4.4: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon le lieu d'accouchement

L'effet positif de l'accouchement dans les services de santé sur la chance de survie des enfants de moins d'un an pourrait s'expliquer par les conditions hygiéniques et la qualité du personnel superviseur du travail d'accouchement, toutes choses étant égales par ailleurs. En effet, dans les établissements de santé, la plupart des pratiques traditionnelles utilisées pour extraire l'enfant au moment de l'accouchement et pour couper le cordon ombilicale sont interdites à cause justement de la légèreté des soins y afférents. Le personnel de santé suit de près l'évolution de la grossesse et de l'accouchement et administre les différents soins nécessaires au bon déroulement de toutes les opérations ayant trait à l'accouchement

Tableau 4.5: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon l'assistance à l'accouchement

Concernant l'assistance à l'accouchement, on remarque une corrélation non significative entre cette variable et le risque de mortalité infantile. On constate un écart de risque de décès entre les enfants nés dans un centre de santé sous la supervision probable d'un personnel médical et les autres.

En définitive, l'explication qu'on serait tenté de donner à la baisse de la mortalité infantile est la vaccination antitétanique des femmes enceintes à travers les visites prénatales. En effet, les pratiques d'accouchement et d'assistance à l'accouchement n'ont pratiquement pas changé depuis 1988 au Burkina Faso. La grande majorité des femmes accouchent toujours dans leur domicile (toujours 56,5% entre 199 et 2003), sans aucune aide médicale ou paramédicale (toujours 61% ont préféré être seule au moment de la délivrance ou être

assistées par d'autres personnes telles que les accoucheuses traditionnelles et leurs parents). Il est donc peu probable que les décès néonatals dus aux difficultés de la grossesse ou de l'accouchement aient diminuées. Le principal changement a été le recours massif à au moins une consultation médicale au cours de la grossesse qui a probablement induit un recours massif à la vaccination antitétanique chez les femmes enceintes. Cette situation dépendrait non seulement, de leur perception du système traditionnel de soins, mais également de leur capacité de se détacher des rites ou des habitudes traditionnelles ainsi que de leur situation économique. Ces derniers, eux-mêmes, pourraient dépendre de l'amélioration de l'instruction des femmes et la promotion des valeurs modernes.

Hormis les soins prénatals, la vaccination constitue un élément prépondérant pour la préservation de la santé et de la réduction du risque de mortalité des enfants. Après leur naissance, les enfants doivent bénéficier de soins qui permettront de préserver leur santé contre un certain nombre de maladies. Cette préservation se fait sous forme de vaccination. En effet, l'OMS recommande un programme élargi d'immunisation des enfants avant leur premier anniversaire contre les différentes maladies de l'enfance. Ce programme élargi de vaccination (PEV) de l'organisation Mondiale de la Santé, simple et efficace, programme qui a débuté au Burkina Faso en juin 1980, permet de tenir en échec six maladies infectieuses meurtrières (tuberculose, diphtérie, tétanos, coqueluche, poliomyélite et rougeole) et par conséquent de réduire d'une façon significative la mortalité des enfants. La vaccination des enfants en bas âge contre les six principales maladies de l'enfance constitue un pilier majeur de l'action entreprise en faveur de la santé de l'enfant.

Nous appréhendons ici, l'effet de la vaccination à travers les types de vaccins et le nombre de vaccins reçus avant le premier anniversaire. L'enquête a permis de connaître les différents types de vaccins reçus par les enfants nés au cours des cinq dernières années ayant précédées les trois enquêtes considérées. Nous avons crée, à partir de ces informations, un indicateur relatif au statut vaccinal de l'enfant pour chaque type de vaccin. Les principaux types de vaccins retenus sont le BCG, le DTP, la rougeole et la poliomyélite. Nous avons constitué ces différentes variables en tenant compte du fait que l'enfant ait reçu ou non le vaccin en question, quel que soit le nombre d'injections administrées.

Les nouveaux nés sont susceptibles de recevoir le BCG et bénéficier éventuellement de la vaccination antitétanique de leur mère. On remarque que la couverture vaccinale en BCG a peu varié entre 1988 et 2003. Cependant, en moyenne quatre enfants burkinabés sur cinq nés entre 1988 et 2003 ont été vaccinés contre la tuberculose (81,14% entre 1988 et 1992, 74,46% entre 1994 et 1998, 81,77% entre 1999 et 2003). La proportion d'enfants vaccinés contre la tuberculose varie selon le milieu de résidence et le niveau d'instruction de la mère. Les pourcentages des enfants vaccinés passent de 94,6% en ville à 79,4% en milieu rural, entre 1999 et 2003, de 95,3% à 66,1% entre 1994 et 1998, enfin de 81,8% en ville à 53.2% en milieu rural entre 1988 et 1993. Il en est de même pour le niveau d'instruction de la mère. Plus de neuf enfants sur dix (97,1%) nés des mères ayant le niveau secondaire ou plus ont été vaccinés contre six enfants sur dix (61.2%) nés des mères sans niveau au cours de la période 1999-2003. Le constat est pratiquement le même pour les autres périodes. Cette situation peut s'expliquer par d'une part la disponibilité des infrastructures sanitaires en milieu urbain et d'autre part, par le fait que non seulement les femmes instruites (du fait de l'instruction) prennent conscience de la santé de leurs enfants mais aussi par le fait que la majeure partie des femmes instruites vivent en milieu urbain.

Le tableau 4.6 semble donner raison aux mères ayant vacciné leurs enfants contre la tuberculose avant le premier anniversaire. On remarque une forte association entre la vaccination contre la tuberculose et le risque de mortalité infantile. L'écart de risque de

mortalité entre les enfants vaccinés et ceux non vaccinés va en diminuant dans le temps. Toutes choses égales par ailleurs, entre 1988 et 1993, les enfants non vaccinés avaient près de six fois plus de risque de décéder que ceux vaccinés (303,28%o contre 44,5%o) (Tableau 4.6). Ce désavantage était près trois fois entre 1994 et 1998 et seulement de 1,5 fois entre 1999 et 2003.

Tableau 4.6 : Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon la vaccination contre la tuberculose.

Par ailleurs, on constate qu'en contrôlant le milieu de résidence, en milieu rural, les enfants qui ont reçu le vaccin contre la rougeole courent plus de risque que les enfants non vaccinés. Le constat est le même pour les enfants nés de mères sans niveau, quand on contrôle le niveau d'instruction (Annexe 5). En outre, lorsqu'on contrôle la religion, on remarque que les enfants non vacciné nés des mères musulmanes ont plus de risque de décéder avant le premier anniversaire que les autres. Cette situation peut s'expliquer par le fait que les femmes sans niveau vivant pour la plupart du temps en milieu rural ont des comportements en matière d'hygiène qui ne favorise pas l'effet bénéfique de la vaccination.

Tout comme la vaccination contre la tuberculose, la couverture vaccinale de la vaccination contre la diphtérie n'a pas varié significativement entre 1988 et 2003. La proportion des enfants vaccinés varie entre 76,62% entre 1999 et 2003 et 72,71% entre 1988et 1993.

Graphique4.7: Répartition des enfants de moins d'un an selon la vaccination contre la diphtérie.

On remarque une forte corrélation entre la vaccination contre la diphtérie et le risque de mortalité infantile. L'écart de risque de mortalité entre les enfants vaccinés et ceux non vaccinés va en diminuant dans le temps. Toutes choses égales par ailleurs, entre 1988 et 1993, les enfants non vaccinés avaient près de huit fois plus de risque de décéder que ceux vaccinés (256,45%o contre 33,41%o) (Tableau 4.7). Ce désavantage était de 1,6 fois entre 1994 et 1998 (114,44%o contre 90,86%o) et près de 1,7 fois entre 1999 et 2003 (124,02%o contre 74,36%o).

Tableau 4.7: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon la vaccination contre la diphtérie

La vaccination contre la rougeole, disponible depuis 1963, constitue l'une des actions les plus efficaces moins onéreuses pour réduire la morbidité et la mortalité infantile. C'est l'un des constats du programme élargi de vaccination (PEV), initié en 1974 sous l'égide de l'Organisation mondiale de la santé (OMS). Dans le cadre du PEV, d'énormes efforts ont été déployés au cours de ces vingt dernières années, notamment par l'UNICEF, en vue de vacciner les enfants avant leur premier anniversaire et augmenter la couverture vaccinale mondiale.

La vaccination contre la rougeole semble être moins répandue que celles contre la tuberculose et la diphtérie au Burkina Faso. Un peu plus d'un enfant sur deux a été vacciné contre la rougeole entre 1988 et 1993 (54,08%) et entre 1994 et 1998 (57,25%), trois enfants sur cinq l'ont été entre 1999 et 2003 (62,25%) avant leur premier anniversaire (figure4.8). On remarque également une variation importante des proportions des enfants vaccinés contre la rougeole parmi les enfants nés entre 1988 et 2003 comparativement aux vaccins contre la tuberculose et la diphtérie.

Cette situation peut s'expliquer par le fait que dès que la vaccination contre la rougeole a été proposée pour la première fois dans une population en Afrique (au Burkina Faso en 1961), elle a été acceptée sans réserve, car au niveau des mères comme de la communauté, tous avaient éprouvé la gravité de cette maladie. Au constat de son efficacité, la vaccination contre la rougeole a été considéré comme un nouveau pouvoir protecteur, à l'instar des «protecteurs» traditionnels (amulettes, etc.) et sans doute plus puissant (Cantrelle.P et Locoh.T, 1990). En plus, les essais actuels en situation d'un vaccin précoce chez l'enfant de 4 mois au lieu de 9 mois, peut également permettre d'améliorer la couverture vaccinale. Ces essais laissent espérer la possibilité d'une nouvelle étape dans la lutte contre cette affection.

Graphique4.8: Répartition des enfants de moins d'un an selon la vaccination contre la rougeole

Tableau 4.8: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon la vaccination contre la rougeole

Le tableau 4.8 montre une forte corrélation entre la vaccination contre la rougeole et la mortalité des enfants en bas âge (mortalité infantile).Entre 1988 et 1993, les enfants non vaccinés contre la rougeole avaient près de douze fois plus de risque de décéder que ceux vaccinés (200,41%o contre 16,98%o) (Tableau 4.8). Ce désavantage était de 1,4 fois entre 1994 et 1998 (133,16%o contre 93,54%o) et entre 1999 et 2003 (7,3 contre 2,8). Ce constat amène à penser qu'une vaccination massive des enfants contre la rougeole pourrait améliorer positivement la survie des enfants avant le premier anniversaire.

Toutes choses égales par ailleurs, la vaccination contre la rougeole semble contribuer de façon sensible à la baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso.

La figure 4.9 montre que plus de huit enfants sur dix ont été vaccinés contre la poliomyélite entre 1999 et 2003 (85,57%), contre huit enfants sur dix entre 1994 et 1998 (79,24%) et sept enfants sur dix entre 1988 et 1993 (73,72%). On remarque en plus que les enfants non vaccinés proviennent majoritairement des mères résidents en milieu rural et sans niveau d'instruction. On devrait pourtant s'attendre à ce que le taux de couverture en poliomyélite ne soit pas tellement fonction de ces variables précitées car l'administration de ce vaccin est assurée par des équipes mobiles au Burkina Faso. Cette stratégie devait permettre de mieux répondre aux besoins en vaccination des enfants en milieu rural et des enfants dont les mères sont réfractaires à l'utilisation des services de santé.

Graphique4.9: Répartition des enfants selon la vaccination contre la poliomyélite

Tableau 4.9: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon la vaccination contre la poliomyélite

Le tableau 4.9 montre une association significative entre la vaccination contre la poliomyélite et la mortalité infantile. Les enfants non vaccinés contre la poliomyélite présentent un risque de mortalité plus élevé que leurs camarades qui ont reçu ce vaccin. En effet, le risque de décédés est de 33,27%o pour les enfants vaccinés contre 264,16%o entre 1988 et 1993, ce risque est de 89,86%o contre 133,99%o entre 1994 et 1998 et de 77,53%o contre 131,63%o entre 1999 et 2003.

En définitive, la couverture vaccinale varie selon le milieu de résidence et le niveau d'instruction de la mère. Ces résultats confirment les conclusions avancées par plusieurs études en matière de fréquentation des services de santé par les femmes. Le niveau d'instruction imprime à la femme un comportement favorable à l'utilisation des services de santé modernes et le milieu de résidence influence l'accessibilité géographique des centres médicaux. L'accès différentiel des enfants à la vaccination semble induire une nette discrimination en matière de mortalité. Mais la vaccination reste un moyen efficace de lutte contre la mortalité infantile. Quelque soit le milieu de résidence et le niveau d'instruction de la mère, la vaccination reste efficace pour réduire le risque de mortalité des enfants. Son association avec une nutrition saine et complète est encore plus bénéfique pour assurer la survie des enfants.

Outre les pratiques des mères en matière de soins prénatals et de vaccination de l'enfant, les pratiques nutritionnelles des mères sont également importantes pour la survie de l'enfant. Les variables retenues pour appréhender l'effet de la nutrition sur la mortalité infantile concernent la durée d'allaitement et le poids de l'enfant à la naissance.

Parmi les risques concernant la préservation de la santé, l'allaitement au sein maternel est probablement le plus universellement encouragé. Il est aussi celui dont l'évolution pourrait remettre en cause la santé des enfants. L'effet positif de l'allaitement sur la survie des enfants n'est plus à démontrer et constitue l'argument sur lequel on se base pour organiser la lutte contre la tendance à le remplacer par une alimentation artificielle. L'allaitement maternel protège l'enfant contre la malnutrition et les agressions du milieu pathogène au cours du premier semestre de la vie.

Tableau 4.10: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon la durée d'allaitement

On remarque que l'allaitement exclusif au sein maternel est très répandu au Burkina. En moyenne neuf enfants sur dix ont été allaité au sein pendant plus de six mois entre 1988 et 1998 (86,67% entre 1994 et 1998, 88,39% entre 1988 et 1993) et seulement six enfants sur dix l'ont été entre 1999 et 2003 (60,66%). Ceci montre que les femmes allaitent de moins en moins pendant longtemps leurs enfants au Burkina Faso.

On constate une forte association entre la durée d'allaitement et la mortalité infantile. On remarque que les enfants non allaités présentent un risque de mortalité, avant le premier

anniversaire, plus important que ceux qui ont bénéficié du lait maternel pendant moins de six mois (819,64%o) pour les enfants non allaités contre 83,16%o pour ceux qui ont été allaité pendant moins de six mois, pour la période de 1999-2003). Par contre, une durée d'allaitement de six mois ou plus est associée à un risque de mortalité très réduit (54,23%o entre 1999 et 2003, 3,59%o entre 1994 et 1998 et 7,81%o entre 1988 et 1993).

Comme pour la vaccination, le poids de l'enfant à la naissance est un indicateur de santé de l'enfant et de l'état de la nutrition de la mère pendant la grossesse. En effet, une mère qui a eu une alimentation adéquate pendant sa grossesse est susceptible d'avoir un enfant de poids normal (poids moyen) à la naissance. Il est également probable qu'un enfant de faible poids à la naissance soit perçu par sa mère comme étant relativement fragile et bénéficie de ce fait d'une durée d'allaitement plus longue.

Lors des trois enquêtes, il a été demandé aux femmes ayant accouché au cours de la période d'étude de donner une estimation du poids à la naissance de leurs enfants. Faute de pouvoir estimer le poids de la mère au moment de la grossesse, nous avons constitué un indicateur de la qualité de la nutrition de la mère à partir des informations recueillies sur le poids de leurs enfants à la naissance.

On constate qu'au cours des trois périodes, en moyenne sept enfants sur dix son nés avec un poids moyen (72,9% entre 1988 et 1992, 70,4% entre 1994 et 1998, 72,98% entre 1999 et 2003) (Figure4.11), contre en moyenne 14% présentant un poids élevé et un faible poids. Se référant aux études mettant en évidence les effets de la nutrition de la mère sur le poids à la naissance des enfants, on peut dire que qu'une forte proportion des femmes enceintes (72,9% entre 1988 et 1992, 70,34% entre 1994 et 1998, 72,98% entre 1999 et 2003) présentent une bonne nutrition pendant la grossesse.

Graphique4.11 : Répartition des enfants de moins d'un an selon le poids à la naissance

Tableau 4.11: Evolution de la variation du risque de mortalité infantile selon le poids à la naissance

On constate que le poids à la naissance est significativement associé au risque de mortalité infantile (Tableau4.11). Notre hypothèse concernant le poids de l'enfant à la naissance était que les parents auraient tendance à donner plus de soins, donc à réduire le risque de mortalité, à un enfant né avec un petit poids afin de compenser dans une certaine mesure son désavantage pondéral. En fait, les résultats semblent indiquer exactement le contraire. Les naissances hypotrophiques sont significativement moins susceptibles de survivre que les enfants de poids normal à la naissance, toutes choses étant égaies par ailleurs. En effet, durant la période de référence, les enfants de faible poids présentent le risque de mortalité plus élevé. Le risque de mortalité des enfants né avec un faible poids est de deux

fois plus élevé que celui de leurs congénères ayant un poids moyen, entre 1999 et 2003, de 1,3 fois plus élevé entre 1994 et 1998 et de 3,6 fois plus élevé entre 1988 et 1992. Il existe également une légère différence de risque de mortalité entre les enfants présentant un poids élevé et ceux nés avec un poids moyen en faveur des derniers.

Plusieurs raisons peuvent expliquer le risque de mortalité élevé chez les enfants de faible poids. Non seulement ces enfants sont fragile, mais il est possible, par exemple, que la crainte des effets secondaires parfois observés à la suite d'une vaccination, amène les parents à remettre à plus tard la vaccination de l'enfant qu'ils considèrent comme étant relativement fragile. On peut se demander si ce comportement à l'endroit des naissances de petit poids n'accroît pas dans une certaine mesure leurs risques de décès.

4.4 Variation de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère

Dans ce paragraphe nous nous proposons d'étudier les tendances de la mortalité infantile en fonction des pratiques préventives en matière de soins de santé, des caractéristiques d'identification sociale de la mère et de quelques variables liées au contexte. Ainsi, nous allons identifier les tendances de la mortalité infantile, c'est-à-dire les relations qui existeraient entre certaines variables relatives aux pratiques en matière de soins préventifs, les caractéristiques de la mère et la mortalité infantile. L'analyse factorielle des correspondances multiples va nous permettre d'avoir une vue d'ensemble sur les relations entre ces différentes variables selon les trois périodes d'étude retenues.

Brièvement, l'analyse factorielle des correspondances multiples est une technique d'analyse d'interdépendances entre des variables qu'on veut analyser simultanément. Cette technique n'impose aucune contrainte au niveau de la taille de l'échantillon et du nombre de variables.

4.4.1 Variation de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère entre 1998 et 2003

Les résultats de l'analyse factorielle des correspondances multiples (AFCM) montrent une concentration relative des variables relatives à la vaccination. On note que ces dernières avec l'injection antitétanique pendant la grossesse (auij : aucune injection), le milieu

résidence (rur : milieu rural), le niveau d'instruction (auin : sans niveau d'instruction), la durée d'allaitement (nall : non allaités), l'ethnie (peul et mossi) et l'occupation (travaillant hors du domicile sont plus proches des décès (dec). Le rapprochement de ces variables montre une forte association entre celles-ci et le décès infantile

Il s'en suit que ces variables influencent la survie des enfants de moins d'un an au Burkina Faso entre 1999 et 2003. Ainsi, les décès sont plus important chez les enfants qui ne sont pas vaccinés contre la rougeole, la poliomyélite, la diphtérie et la tuberculose, non allaités, nés des mères qui n'ont reçu aucune injection antitétanique pendant la grossesse, sans niveau d'instruction et/ou vivant en milieu rural, appartenant à l'ethnie peul, mossi ou lobi et travaillant hors du domicile. Par contre les enfants dont les mères vivent en milieu urbain (urb), ayant le niveau d'instruction secondaire et plus (seco) et même primaire, travaillant pour son propre compte ou à domicile (elme, fami) sont moins exposés au risque de mortalité.

Graphique4.12: Variation de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère entre 1998 et 2003

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!								AGE1! 0	01
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!			PERS					! 0	01
!				AGE2		VI12		! 3	01
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PLU6								! 0	01
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!				ELME				! 0	01
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!	AGE3						AUCV	! 0	01
!		DOME			AUTR			! 1	01
!								! 0	01
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+								+ 0	01

4.4.2 Variation de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère entre 1993 et 1998

L'examen du plan factoriel montre une forte association entre le risque de décès et le fait de vivre en milieu rural (du fait de la superposition de rur et dec). Sur le plan factoriel, on peut noter une répartition concentrée des variables relatives aux soins prénataux, à la vaccination, au niveau d'instruction et à l'ethnie. Ainsi les variables modalités rur (pour milieu rural), aucv (pour aucune visite prénatale), nall (pour non allaité), auin (pour sans niveau d'instruction), aurl (pour autre religion) sont plus proches de la variable décès. Cela traduit une mortalité infantile élevée en milieu rural, chez les enfants dont les mères n'ont eu recours à aucune visite prénatale pendant la grossesse. Le fait que la mère soit sans niveau d'instruction et appartiennent à d'autres religions traduit le même constat. En d'autres termes, les enfants dont les mères n'ont eu recours à aucune visite prénatale et ceux qui n'ont pas été vaccinés contre la rougeole, la diphtérie, le BCG sont soumis un risque de mortalité infantile élevé. Il en est de même pour les enfants non allaités et dont les mères sont sans niveau d'instruction et vivent en milieu rural.

Graphique4.13: Variation de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère entre 1993 et 1998

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01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01 01

GPOI(PPOI) VIA3(PRIM) VIP3(IN3P) BODI(CHRE) ROUG(SANT) BCG (SANT) AETH(SANT) GOUR(DTP) AUIN(AURL) DEC (RUR) GOUM(PEUL) NALL (poli)

4.4.3 Variation de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère entre 1988 et 1993

Le plan factoriel montre que les variables modalités proches de la variable décès sont rur (pour milieu rural), auin (aucune instruction), auij (aucune injection antitétanique pendant la grossesse), peul, goum, aeth (pour respectivement peul, gourmantché et autre ethnie). Ce

rapprochement de ces modalités avec le décès infantile renseigne que le risque de décès est élevé dans ces modalités.

Graphique4.14: Tendance de la mortalité infantile selon les pratiques en matière de soins préventifs et les caractéristiques d'indentification sociale de la mère entre 1993 et 1998

URB (MPOI) VIA3 (MPOI) VIP3 (VI12) CHRE (IN12) BCG (ROUG) POLI (ROUG) DTP (ROUG) MOSI (MUSU) DEC (PEUL) AURL (AUIJ) NALL (AUCM)

Dans ce chapitre, nous avons évalué l'évolution et le lien entre certaines pratiques préventives en matière de soins de santé et le risque de mortalité infantile. Nous avons dégagé les tendances générales du phénomène étudié. A ce niveau, les variables proches telles que les soins prénataux, la nutrition et la vaccination semblent être les médiateurs par lesquels s'effectue l'action des caractéristiques d'identification sociale de la mère (milieu de résidence et niveau d'instruction de la mère, l'ethnie, l'occupation).

A la fin de cette étude, nous ne prétendrons pas avoir relevé tous les facteurs de risque pour la mortalité infantile, ni avoir soulevé toutes les inégalités sociales en matière mortalité des enfants, mais nous avons essayé de contribuer à la connaissance du phénomène. Il apparaît alors que l'amélioration des soins préventifs contribue pour une large part dans la baisse du niveau de mortalité infantile. De prime abord, cela parait évident pour l'observateur de santé, mais il demeure essentiel pour le planificateur de la santé publique de bien cibler les types d'actions à entreprendre pour atteindre ses objectifs.

Certes, la connaissance des facteurs de risque de mortalité infantile est pertinente pour elle-même mais elle doit l'être aussi pour l'action qu'elle induit. La connaissance nous situe au niveau de la population et de la santé, alors que l'action nous situe au niveau de l'élaboration d'une politique de santé visant l'amélioration de l'état de santé de la population et la réduction des disparités et des inégalités entre les différentes couches sociales.

L'objectif de cette étude était d'abord d'identifier, dans l'environnement économique et culturel, les principaux facteurs préventifs en matière de santé qui sont à l'origine de la baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso. La question principale que nous sommes posée a porté sur le rôle des soins préventifs qui ont dans la baisse de la mortalité infantile. Il s'agissait pour nous de savoir en quoi les comportements des mères en matière de soins prénatals, de nutrition et de vaccination ont influencé à la baisse la mortalité infantile au Burkina Faso.

Pour répondre à cette question, nous avons d'une part présenté le contexte générale de l'étude en particulier la situation sanitaire au Burkina et d'autre part nous avons parcouru un certain nombre d'études portant sur les différents facteurs (les soins prénataux, la nutrition, la vaccination, les facteurs socio-économiques et démographiques) de la mortalité des enfants et nous avons fait un tour d'horizon sur les différentes théories explicatives de la baisse de la mortalité. Cette revue de la littérature nous a permis d'élaborer notre cadre conceptuel qui se réfère au modèle mis en oeuvre par Barbieri (1991) et de formuler les hypothèses de cette étude. Nous avons postulé que la baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso découle de l'amélioration des pratiques nutritionnelles et des pratiques des soins préventifs que les femmes apportent à leurs enfants. De manière générale, Les femmes utilisent de plus en plus les infrastructures de santé mises à leur disposition pour les soins de la grossesse,

l'accouchement et la vaccination de leurs enfants. Leur comportement nutritionnel s'est également amélioré. Ce serait donc ces principaux changements qui expliqueraient la baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso. De cette hypothèse principale nous avons déduit trois hypothèses secondaires :

Nous avons utilisé les données des Enquêtes Démographiques et de santé réalisées en 2003, 1998 et 1992 au Burkina Faso dans cette étude. Ces trois enquêtes ont accordé une importance particulière à la santé familiale en général et celle des enfants en particulier. Des questions sur le suivi médical de la grossesse et l'accouchement, la nutrition et la vaccination des enfants ont été posées aux femmes en âge de procréer. Ces trois EDS ont également saisi des informations détaillées sur les caractéristiques d'identification sociale de la femme et du conjoint. Ces données présentent cependant quelques limites. L'évaluation de la qualité des données nous a permis de nous rendre compte de certaines insuffisances relatives à la déclaration des âges de la mère, des âges au décès des enfants et des omissions d'évènements portant sur les naissances et les décès. Nous avons procédé à des regroupements des femmes en des groupes d'âges quinquennaux pour mieux évaluer la qualité des données des trois EDS. Nous nous sommes rendu compte que les erreurs observées ne sont de nature à empêcher l'utilisation de ces données pour notre étude.

Les conclusions auxquelles nous avons aboutit dans cette étude ne sont peut être pas nouvelles, mais elles apportent une contribution complémentaire sur les variables sur lesquelles on pourrait agir pour réduire davantage le risque de décès des enfants de moins d'un an au Burkina Faso. Il s'agit notamment de la durée d'allaitement, des soins prénatals et de la vaccination.

Nous avons observé dans nos analyses dans un premier temps une corrélation entre le nombre d'injections antitétaniques et le risque de décès des enfants avant le premier anniversaire. Dans un deuxième temps les analyses nous ont révélé une corrélation parfaite entre d'une part le nombre de visites prénatales et d'autre part le lieu et l'assistance à l'accouchement et le risque de décès infantile. Ces présomptions de relation de causalité paraient très plausibles. Il serait donc intéressant de mener une campagne de sensibilisation pour amener les femmes à mieux suivre leurs grossesses et accoucher dans les centres de santé et/ou sous la supervision d'un personnel de santé.

Les analyses (analyses descriptives) ont montré que les différents types de vaccins concourent énormément à l'atténuation du risque de décès des enfants de moins d'un an au Burkina Faso. La vaccination est une arme fondamentale contre la maladie. Elle favorise l'acquisition d'un système immunitaire performant dans la lutte de l'organisme de l'enfant contre les germes. Il est donc nécessaire et urgent d'amener les parents et notamment les femmes en âge de procréer à faire vacciné leurs enfants le plus tôt possible.

Nous avons constaté que les enfants qui ont bénéficié du lait maternel pendant plus de six mois courent moins de risque de décès avant le premier anniversaire que les autres. L'allaitement maternel procure des avantages énormes à l'enfant. Cependant, l'action du lait maternel est surtout efficace lorsque l'enfant est né avec un poids satisfaisant (poids moyen). A cet effet, il est essentiel de continuer à mettre un accent particulier sur la qualité de la nutrition de la femme pendant l grossesse et au cours de l'allaitement.

En dépit des résultats intéressants que nous avons obtenus, ce travail présente certaines limites qu'il convient de souligner :

L'échantillon des femmes éligibles pour le questionnaire individuel femme ne prend en compte que les femmes âgées de 15 à 49 ans révolus. A supposer même que les déclarations des âges soient exactes, on peut affirmer que les informations saisies sur les

comportements en matières de fécondité et de mortalité sont incomplètes car, au Burkina Faso, un nombre important de femmes commencent leur vie procréative à moins de 15 ans. Il aurait fallut tenir compte de cette réalité sociologique, car les indicateurs de mortalité des enfants en général et celles de la mortalité infantile en particulier peuvent être sous-estimés du fait de la prise en compte des enfants nés de mères de moins de 15 ans dans cette étude.

Une autre limite provient de l'hypothèse sur les comportements en matière de vaccination concernant les enfants décédés. C'est vrai que la mère peut avoir le même comportement pour les enfants survivants que pour les enfants décédés, néanmoins, il peut arriver que du fait du décès de l'enfant précédent, elle change de comportement en matière de vaccination pour l'enfant survivant. Donc, le fait d'assimiler le statut vaccinal de l'enfant survivant à l'enfant décédé peut introduire un biais.

Les résultats de ce travail nous amènent à formuler quelques recommandations.

Au plan politique, nous recommandons l'éducation et la sensibilisation des femmes en âge de procréer, à travers les CCC et la mobilisation sociale, sur les avantages du suivi médical de la grossesse et de la vaccination de l'enfant et ceux d'une bonne nutrition de l'enfant et de la mère. A défaut de pouvoir rehausser rapidement le taux de scolarisation des femmes à cause peut être de l'insuffisance des moyens disponibles, il nous semble opportun de mettre l'accent sur la sensibilisation par les moyens moderne d'information de masse. Les enfants doivent être vaccinés contre toutes les maladies meurtrières de l'enfance en général et en particulier contre la rougeole.

v' Il serait intéressant de mener une étude approfondie sur le rôle des soins préventifs dans la baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso

v' Il serait également plus judicieux de recueillir les informations sur les pratiques des mères en matière de vaccination pour les enfants décédés

Soins préventifs et baisse de la mortalité infantile au Burkina Faso

CHAPITRE III : METHODOLOGIE