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Conception, naissance et petite enfance au Maghreb

La contraception au Maroc : attitude d’achèvement de la vie féconde dans les populations traditionnelles

C. Varea, Emile Crognier, Abdellatif Baali, Patrick Baudot, Daniel Bley, Gilles Boëtsch et Mohamed Kamal Hilali

Texte intégral

Introduction

1Les campagnes de planification familiale doivent induire des changements d’attitude à l’égard du contrôle de la fécondité, dans les populations des pays en développement encore attachées à une tradition. Dans les sociétés musulmanes notamment, ce défi paraît d’autant plus marqué que le fond culturel encourage la procréation, bien qu’il n’y ait pas de doctrine explicite concernant les pratiques contraceptives (Sachedina, 1990).

2La fécondité des nations arabes a décru au cours des ultimes décennies (Fargues, 1988), bien que l’évolution des taux de fécondité n’ait pas pleinement suivi les évolutions des indicateurs macro-économiques (Nagi, 1983). L’introduction des programmes de planification familiale dans ces nations a cependant été clairement corrélée à la baisse de fécondité observée, même lorsque les changements socio-économiques étaient modérés (Nagi, 1984).

3Le Maroc connaît une croissance démographique annuelle de 2,3 %, un taux de mortalité des enfants de 112 ‰ et un taux de fécondité totale de 4,5 enfant/femme, valeur moyenne par rapport à la région (Tunisie 3,6 ; Algérie 5 ; Mauritanie et Libye, 6,5 ; ONU 1993). Des campagnes de planification familiale y sont développées depuis 1972 et au cours de la période de 1985 à 1990, on comptait que 36 % des femmes utilisaient une méthode contraceptive, quelle fût traditionnelle ou moderne (ONU, 1993).

4Ce travail analyse les déterminants de l’usage de contraceptifs dans la province de Marrakech, zone pilote lors des campagnes nationales de planification familiale de 1973-1977, dont une part de la population arabo-berbère conserve une structure économique et des caractéristiques biosociales proches de la tradition rurale (Crognier, 1989).

5Au moment de l’enquête, en 1984, il y avait moins de cinq ans que la première campagne de planification familiale était intervenue dans la région étudiée. Peu de femmes de plus de 45 ans avaient utilisé des contraceptifs, l’utilisation la plus fréquente se rencontrant dans les tranches d’âge antérieures ; néanmoins, plus de la moitié des femmes de plus de 25 ans avaient déjà utilisé la pilule. Il s’agissait cependant de pratiques irrégulières, car seulement 2,5 % des contraceptrices avaient régulièrement suivi une méthode (tableau 1).

Tableau 1. Pourcentage des femmes mariées utilisant un contraceptif, par classes d’âge (femmes sans enfant exclues)

Tableau 1. Pourcentage des femmes mariées utilisant un contraceptif, par classes d’âge (femmes sans enfant exclues)

6Comme on peut le prévoir dans une nation où la tradition islamique est vivante, mariage et fécondité sont intimement associés (l’intervalle protogénésique moyen calculé sur 1 619 femmes est de 20,3 mois ± 16,6) et seulement 5,4 % des femmes de moins de 25 ans utilisent la contraception avant une première grossesse. Des analyses ponctuelles ont montré qu’il y avait une association positive entre contraception moderne et fécondité chez les femmes du milieu rural, mais non chez les citadines de la ville de Marrakech (Crognier et Zarouf 1987, Crognier 1989).

7L’enquête dont proviennent les données analysées n’était pas particulièrement destinée à évaluer les programmes de planification familiale ; font notamment défaut les observations concernant la durée de la contraception et son efficacité. De ce fait, le présent travail cherche à déterminer quelles variables induisent ou favorisent l’entrée dans un régime de fécondité contrôlée, mais non à évaluer l’efficacité des pratiques contraceptives. Dans cette perspective, les femmes qui ont déclaré au cours de l’enquête n’avoir qu’une pratique irrégulière ou discontinue de la contraception, ont été éliminées de l’étude.

8L’analyse porte sur un échantillon de 1 734 femmes âgées de 30 à 44 ans ayant au moins eu une naissance vivante et qui habitent en milieu rural ou dans les petites agglomérations de la province de Marrakech, à l’exception de la ville de Marrakech elle-même. Après une première analyse descriptive, une analyse de régression logistique multivariée (méthode de sélection ascendante pas à pas) a été effectuée afin d’évaluer les effets indépendants de diverses variables socio-économiques, culturelles et biologiques sur la pratique de la contraception.

Résultats

9En 1984, la population féminine de la province de Marrakech était caractérisée par un développement socio-économique médiocre. On constate cependant que le niveau éducatif, l’emploi salarié et la résidence en milieu urbain sont significativement plus élevés chez les contraceptrices, ainsi que la fréquence de la polygynie et la stabilité matrimoniale (tableau 2). Par contre, on ne note pas de différence moyenne de l’âge au premier mariage.

Tableau 2. Caractéristiques biosociales des femmes de 30 à 44 ans utilisant un contraceptif (femmes sans enfant exclues)

Tableau 2. Caractéristiques biosociales des femmes de 30 à 44 ans utilisant un contraceptif (femmes sans enfant exclues)

10Les distributions moyennes des principales variables exprimant la fécondité sont présentées dans le tableau 3. Les fréquences des fausses couches ou de la mortinatalité sont semblables dans les deux groupes, mais fécondité et mortalité diffèrent : les femmes contraceptrices présentent un nombre plus élevé de naissances vivantes et d’enfants survivants au moment de l’enquête que les non-contraceptrices.

11Lors d’une étude précédente (Crognier et al. 1993), une corrélation positive a été trouvée entre durée de l’allaitement au sein et intervalle inter génésique pour chaque degré de parité, ainsi qu’une absence de différence moyenne (tous intervalles confondus) entre contraceptrices et non-contraceptrices. Les résultats du tableau 4 sont en accord avec cette première analyse, puisqu’ils montrent que la durée de l’allaitement maternel ne diffère pas significativement dans les deux groupes.

12Fécondité similaire et espacement des naissances homogène, conduiraient à formuler l’hypothèse que les différences de fécondité entre contraceptrices et non-contraceptrices, seraient dues à un différentiel de la période reproductrice (temps séparant la première de la dernière naissance). En effet, alors que les âges d’incorporation à la reproduction sont statistiquement semblables, les contraceptrices présentent une vie reproductive plus longue que les non-contraceptrices (respectivement 12,34 ans et 11,97 ans), différence qui est due à une dernière naissance vivante plus tardive (tableau 5).

Tableau 3. Contraception, fécondité et mortalité materno-infantile, chez les femmes de 30 à 44 ans

Tableau 3. Contraception, fécondité et mortalité materno-infantile, chez les femmes de 30 à 44 ans

(*) Test de Mann-Whitney, femmes sans enfant inclues
(@) Test de Mann-Whitney, femmes sans enfant exclues
(+) Test F univarié, femmes sans enfant exclues ; covariables : moyennes d’âge des mères, de l’âge au 1er mariage et du nombre de mariages

13Afin d’étudier l’indépendance des effets des variables socio-économiques, maritales et biologiques étudiées sur la contraception, une régression logistique multivariée a été effectuée. Le tableau 6 en expose les résultats. Dans l’ordre d’incorporation à l’équation, on voit que la probabilité de devenir utilisatrice de la contraception augmente avec la fécondité (nombre de naissances vivantes), décroît avec la mortalité juvénile et avec l’âge de la femme, augmente avec l’âge au mariage ainsi qu’avec la nature polygyne du mariage. Les variables restantes : nombre de mariages, lieu de résidence, emploi féminin salarié et niveau éducatif, n’accroissent pas significativement l’ajustement du modèle, qui à une valeur prédictive totale de 64,6 %.

Tableau 4. Contraception et durée de l’allaitement maternel selon la parité chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

Tableau 4. Contraception et durée de l’allaitement maternel selon la parité chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

Tableau 5. Contraception, durée moyenne de la vie génésique et âge à la dernière naissance, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

Tableau 5. Contraception, durée moyenne de la vie génésique et âge à la dernière naissance, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

effets principaux : (*) test F univarié ; (+) test f descendant de Roy-Bargann, ajusté pour la moyenne de l’âge à la dernière naissance. Effets d’interaction : Test F multivarié de Pillais. Covariables : âge moyen des mères, âge moyen au 1er mariage, nombre moyen de mariages

14L’effet prédictif des interactions entre variables dichotomiques indépendantes (résidence, éducation et type d’union) a également été analysé. Seule l’association entre résidence et éducation présente un caractère significatif. La résidence urbaine et un niveau éducatif primaire augmentent la probabilité d’utilisation de contraceptifs, aucune des interactions entre ces deux variables et le type d’union n’apportent d’amélioration au modèle.

Tableau 6. Modèle 1 de la régression logistique ascendante pas à pas de la contraception sur ses variables prédictive, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

Tableau 6. Modèle 1 de la régression logistique ascendante pas à pas de la contraception sur ses variables prédictive, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

résidence, 0=rural, 1 =urbain
éducation, 0=analphabète, 1 =alphabétisé
type de mariage, Omonogame, 1 =polygame

Tableau 7. Modèle 2 de la régression logistique ascendante pas à pas de la contraception sur ses variables prédictive, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

Tableau 7. Modèle 2 de la régression logistique ascendante pas à pas de la contraception sur ses variables prédictive, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)

Résidence, 0=rural, 1=urbain
Education, Oanalphabète, 1=alphabétisé
Type de mariage, 0=monogame, 1=polygame

15Le nombre de naissances vivantes et le nombre de décès avant 5 ans sont les variables qui ont la valeur prédictive la plus forte, bien qu’avec des effets opposés. Ce sont elles qui déterminent la dimension de la descendance, car la mortalité au-delà de 5 ans n’affecte que très peu le taux général de mortalité juvénile dans la région (Varea, 1990). Le nombre d’enfants survivant peut donc former une variable synthétisant les deux précédentes. Son incorporation au modèle (tableau 7), montre que la dimension de la famille reste la meilleure variable prédictive de la pratique de la contraception, les autres variables de l’équation précédente conservant leur rôle et leur rang d’entrée dans l’équation. Ce second modèle a une valeur prédictive améliorée, qui atteint 65,1 %.

Discussion

Contraception, fécondité et mortalité des enfants

16L’association entre contraception et fécondité élevée a été décrite dans des populations traditionnelles (Agyei & Mbamanya, 1989). Les données du “World Fertility Survey” indiquent que deux tiers des femmes qui utilisent des contraceptifs dans les pays en développement, le font dans le but de terminer leur vie reproductive plutôt que d’espacer les naissances et réduire leur fécondité (Lightbourne et al., 1982).

17Les résultats de la présente étude coïncident avec ces observations, dans la mesure où les contraceptrices présentent un plus grand nombre de naissances vivantes et d’enfants survivants que les non-contraceptrices.

18La mortalité des enfants est la seconde variable qui influerait sur l’utilisation de la contraception. Baudot et Hilali (1987), décrivent un gradient géographique de la mortalité infantile dans la province de Marrakech, dont les valeurs les plus élevées se rencontrent dans les zones montagneuses d’accès difficile. L’association entre non-contraception et mortalité infantile accrue pourraient dès lors relever d’un même facteur : l’infrastructure sanitaire.

19Mais s’il est probable que la mortalité des enfants reflète directement l’accès à une aide médicale, il n’en va pas de même pour la pratique de la contraception, car le plus gros effort des campagnes de planification familiale a été de pourvoir régulièrement en pilule contraceptive les femmes de toutes régions, y compris celles des zones montagneuses relativement isolées (ceci est d’ailleurs illustré par l’absence d’importance de la résidence dans la prédiction du comportement à l’égard de la contraception).

20Cet effet négatif de la mortalité avant 5 ans sur la contraception relève donc probablement d’autres explications : une fécondité élevée, parce qu’elle réduit les intervalles entre les naissances, accroît le risque de mortalité au jeune âge (National Research Council, 1986), mais à l’inverse, le décès d’un nourrisson non sevré réduit l’intervalle génésique par un retour plus précoce de l’ovulation consécutivement à l’arrêt de la lactation (Chandran, 1989) ; enfin, on constate dans diverses populations asiatiques et arabes, que la réponse à une mortalité juvénile élevée consiste à compenser les décès par une fécondité accrue (Cain, 1983 ; Suchindran & Adlakha, 1984). Les analyses des données du “World Fertility Survey” confirment que le nombre d’enfants survivant est le déterminant le plus puissant du désir de la mère d’avoir ou non un enfant supplémentaire.

21Dans cette étude, la forte association négative entre mortalité et contraception, confirme que le couple n’est pas porté à contrôler sa fécondité tant que la survie de sa progéniture est encore incertaine, une conclusion qui coïncide avec celle de Ahmad (1985) dans d’autres populations musulmanes.

Contraception et variables socio-économiques

22On a vu l’absence d’effet prédictif du lieu de résidence sur les pratiques contraceptives. Qu’en est-il du niveau éducatif, dont Cleland (1990) montre qu’il est la seule variable socio-économique qui ait assurément une association avec la contraception ? Dans la population étudiée, l’éducation seule ne présente pas cette association, ce qui n’est pas surprenant dans la mesure où l’accès des femmes à l’éducation est très limité. Par ailleurs, l’association entre résidence urbaine et éducation accroît significativement la probabilité d’utiliser des contraceptifs, ce qui confirme que la réunion de la motivation individuelle et de la facilité d’accès à la contraception peut être décisive pour le succès des programmes de planification familiale.

Contraception et polygynie

23Une plus fréquente utilisation de la contraception chez les femmes membres d’une union polygyne est surprenante, car la différence d’âge des époux s’y trouve accrue (Varea et al., infra). Or, on sait que la réduction de l’écart d’âge entre conjoints est non seulement un facteur de stabilité du ménage, mais aussi de l’égalité de statut des époux, éléments qui favorisent l’élaboration d’un comportement de planification familiale, comme cela a été observé entre d’autres nations, au Maroc (Nagi, 1984 ; Housni, 1990).

24Dans la province de Marrakech, la polygynie augmente significativement chez les femmes urbaines et alphabétisées (Varea et al., infra), ainsi que d’une manière générale chez les femmes appartenant à des ménages polygynes, une fois contrôlées les autres variables indépendantes. Cette plus forte pratique de la contraception dans les ménages polygynes apparaît caractéristique de ce type d’union (Adewuyi, 1988), elle doit répondre à d’autres déterminants (peut être socio-économiques ou comportementaux) qui ne sont pas inclus dans cette analyse.

25Ce travail confirme que les facteurs déterminant la contraception moderne sont multiples et liés par des interactions complexes, parce que le contrôle des naissances est une attitude qui est régie à la fois au niveau de l’individu et à celui du groupe social.

26Dans les populations en développement, le succès des programmes de planification familiale dépend de leur aptitude à renforcer les tendances de contrôle des naissances qui existent dans la société (Retherford, 1985). Ils fonctionnent dans un premier temps comme des mécanismes d’arrêt de la fécondité, comme il semble que cela se soit passé dans la région de Marrakech à l’époque où se déroula notre enquête, sans se traduire immédiatement par une chute spectaculaire de la natalité.

27L’expérience occidentale indique qu’une première phase de la transition démographique peut intervenir au moyen de méthodes contraceptives traditionnelles (Coale et Watkins, 1986). Une relation entre l’âge au mariage ou à la première naissance et âge à la dernière naissance, a été décrite chez des populations en voie de développement (Gajanake, 1987 ; Horne & Suchindran, 1988 ; Varea, 1993), ce qui suggère l’existence d’un contrôle des naissances déterminé par la parité, même en l’absence de contraceptifs modernes et d’un contexte socio-économique porteur. Dans ces populations, la diffusion des moyens contraceptifs modernes pourrait donc se substituer aux méthodes traditionnelles, pour une première étape de l’évolution des comportements génésiques. Comme l’indique McDonald (1984,) “initialement au moins, les couples peuvent agréer le remplacement de méthodes d’arrêt de la fécondité, d’emploi inconfortable, par les moyens modernes de limitation de la famille”.

28Une expérience heureuse avec la contraception moderne peut être déterminante pour l’accès à un véritable contrôle des naissances et à la diminution de la fécondité (Cleland et Wilson, 1987).

Bibliographie

Références

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Table des illustrations

Titre Tableau 1. Pourcentage des femmes mariées utilisant un contraceptif, par classes d’âge (femmes sans enfant exclues)
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Titre Tableau 2. Caractéristiques biosociales des femmes de 30 à 44 ans utilisant un contraceptif (femmes sans enfant exclues)
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Titre Tableau 3. Contraception, fécondité et mortalité materno-infantile, chez les femmes de 30 à 44 ans
Légende (*) Test de Mann-Whitney, femmes sans enfant inclues(@) Test de Mann-Whitney, femmes sans enfant exclues(+) Test F univarié, femmes sans enfant exclues ; covariables : moyennes d’âge des mères, de l’âge au 1er mariage et du nombre de mariages
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Titre Tableau 4. Contraception et durée de l’allaitement maternel selon la parité chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)
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Titre Tableau 5. Contraception, durée moyenne de la vie génésique et âge à la dernière naissance, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)
Légende effets principaux : (*) test F univarié ; (+) test f descendant de Roy-Bargann, ajusté pour la moyenne de l’âge à la dernière naissance. Effets d’interaction : Test F multivarié de Pillais. Covariables : âge moyen des mères, âge moyen au 1er mariage, nombre moyen de mariages
URL http://books.openedition.org/iremam/docannexe/image/2897/img-5.jpg
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Titre Tableau 6. Modèle 1 de la régression logistique ascendante pas à pas de la contraception sur ses variables prédictive, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)
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Titre Tableau 7. Modèle 2 de la régression logistique ascendante pas à pas de la contraception sur ses variables prédictive, chez les femmes âgées de 30 à 44 ans (femmes sans enfant exclues)
Légende Résidence, 0=rural, 1=urbainEducation, Oanalphabète, 1=alphabétiséType de mariage, 0=monogame, 1=polygame
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Auteurs

Crognier Emile, UMR 6578 “Adaptabilité humaine : biologie et culture”, CNRS-Université de la Méditerranée, Marseille.

Baali Abdellatif, Université Cadi Ayyad, Faculté des sciences Semlalia, Département de biologie, Laboratoire d’écologie humaine, Marrakech, Maroc.

Baudot Patrick, Université de Provence, Faculté Saint-Charles, Laboratoire population-environnement, Marseille, France.

Bley Daniel, UMR 6578 “Adaptabilité humaine : biologie et culture”, CNRS-Université de la Méditerranée, Marseille.

Boetsch Gilles, UMR 6578 “Adaptabilité humaine : biologie et culture”, CNRS-Université de la Méditerranée, Marseille.

Hilali Mohamed Kamal, Université Cadi Ayyad, Faculté des sciences Semlalia, Laboratoire d’écologie humaine, Marrakech, Maroc.

© Institut de recherches et d'études sur le monde arabe et musulman, 1997

Conditions d’utilisation : http://www.openedition.org/6540

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