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Genre et société en Afrique

 | 
Thérèse Locoh

Deuxième partie. L’emprise des rapports de genre : santé, scolarisation, travail

Chapitre 5. Surmortalité et santé des petites filles en Afrique. Tendances des années 1970 aux années 1990

Dominique Tabutin, Catherine Gourbin et Gervais Beninguisse

Texte intégral

  • 1 Ce désavantage biologique masculin, dû entre autres à un système immunitaire plus faible, semble né (...)
  • 2 Voir Tabutin et Willems (1998) pour un historique occidental sur deux siècles.

1Les différences de mortalité entre garçons et filles dans l’enfance dépendent à la fois de facteurs biologiques et socioculturels. Du côté biologique, les faits sont relativement clairs (Vallin, 2002) : les garçons sont dans l’ensemble moins résistants et donc plus vulnérables à nombre de maladies congénitales ou infectieuses, notamment dans les premiers mois ou années de la vie1. Cela conduit à une surmortalité masculine « biologique » qui s’accentue avec le déclin de la mortalité, quand le poids des causes infectieuses recule au profit des causes périnatales ou congénitales2. Et c’est ainsi que dans le monde, la surmortalité infantile des garçons est – ou devrait être – quasi générale.

2En revanche, au-delà d’un an, la situation est déjà plus floue : dans les années 1970 et 1980, deux pays en développement sur trois environ connaissaient, à des niveaux de mortalité variables, une nette surmortalité des petites filles entre I et 5 ans, qui parfois même démarrait dans la période post-néonatale (Tabutin et Willems, 1995 ; United Nations, 1998). À ces âges où les garçons, souvent plus libres et à l’extérieur du ménage, sont assez exposés aux risques d’infections et aux accidents, ce désavantage des petites filles est essentiellement attribuable à des facteurs exogènes, d’ordre environnemental ou socioculturel, que l’on peut résumer en des différences de comportements (attention, soins, ...) des communautés ou des familles face à la maladie d’un garçon ou d’une fille. De la surmortalité biologique des garçons, on passe souvent à une surmortalité sociale des filles entre I et 5 ans.

3Dans les quelques recherches internationales récentes portant sur les années 1970 et 1980 (Tabutin et Willems, 1995 ; Nations unies, 1998), l’Afrique du Nord apparaissait toujours comme l’une des régions les plus discriminatoires du monde pour les filles de I à 5 ans, et parfois même au-delà (Tabutin 1991). Elle n’était dépassée que par l’Asie centrale (Bangladesh, Inde, Népal et Pakistan). Le débat était plus ouvert pour l’Afrique subsaharienne. Dans leur synthèse sur l’Afrique des années 1970 et du début des années 1980, Thérèse Locoh et Kuakouvi Gbenyon (1989) concluaient à une assez faible prévalence de la surmortalité des filles entre I et 5 ans (cinq pays et deux capitales), soulignant néanmoins qu’à l’avenir, avec le système de soins payants, la situation pourrait évoluer au détriment du sexe féminin. Tabutin et Willems (1995) vont constater une certaine dégradation de la situation entre les années 1970 et les années 1980 : non seulement le nombre de pays touchés en Afrique croît (12 sur 19 étudiés sur la décennie 1980), mais l’intensité de la surmortalité des filles augmente là où elle existe (de 5 à 9 %) ; elle apparaît même dans quelques pays sur la période post-néonatale. L’étude la plus récente, celle des Nations unies (1998), confirme bien l’existence d’une surmortalité des petites filles dans un bon nombre de pays d’Afrique. Contrairement à ce que l’on avait longtemps pensé, nombre de sociétés subsahariennes n’échappent pas à ce problème des inégalités de mortalité – et peut-être de santé – entre sexes dans la petite enfance.

4Mais le phénomène des inégalités entre garçons et filles varie dans l’espace et peut rapidement évoluer dans le temps, notamment selon les contextes ou les périodes de crise sanitaire ou économique.

I. Questions, données et méthodologie

5Ce chapitre qui couvrira la période 1970-1997 et l’ensemble des pays du Nord et du Sud du Sahara est axé autour de quelques questions-clés : où en est, en Afrique, la surmortalité masculine ou féminine dans l’enfance par rapport aux autres régions du monde ? Quelle est l’évolution depuis 30 ans ? Dans quelles sous-régions et pays du continent les petites filles sont-elles désavantagées ? Y a-t-il actuellement une relation entre cette surmortalité des filles (là où elle existe) et le niveau de mortalité des enfants ? Quels sont les facteurs associés à cette surmortalité ? Plus précisément dépend-elle des caractéristiques des mères ou des ménages (instruction, niveau de vie, milieu d’habitat et degré d’ouverture culturelle) ? Par ailleurs, y a-t-il un « effet de sexe » dans les reprises récentes de mortalité des enfants observées ici ou là en Afrique ? Ces deux dernières questions seront illustrées sur le cas du Cameroun. Enfin, y a-t-il en Afrique des comportements discriminatoires en matière de recours aux soins de santé ?

  • 3 Enquêtes mondiales de fécondité (EMF), Enquêtes démographiques et de santé (EDS-DHS), Pan Arab Proj (...)
  • 4 En sont exclus des pays comme la République démocratique du Congo (ex-Zaïre), l’Angola, le Congo, l (...)

6Les données proviennent essentiellement des 79 enquêtes nationales, EMF, EDS, Papchild3 ou équivalentes réalisées entre 1975 et 1999 dans 38 pays au total, représentant environ 90 % de la population de l’Afrique4. Le tableau 1 en annexe présente par pays (classés en cinq grandes sous-régions : Nord, Ouest, Est, centrale et australe) les quotients de mortalité infantile et juvénile et les rapports de masculinité des mortalités néonatale, post-néonatale, infantile et juvénile observés dans chacune des enquêtes réalisées depuis 1975. Le tableau II en annexe présente, quant à lui, les différences entre garçons et filles en matière de vaccinations, consultations et soins, mesurées dans la dernière enquête (datant le plus souvent des années 1990) de 33 pays.

  • 5 En dehors de Maurice et de l’Algérie où sont présentés des résultats tirés de l’état civil.

7Comme mesures de la mortalité par sexe, ont été retenues5 les estimations directes rétrospectives reposant sur la survie des enfants déclarés dans les histoires génésiques, et publiées dans les rapports nationaux des enquêtes. Les estimations indirectes obtenues à partir des questions sur le nombre d’enfants nés vivants et décédés, que posent de nombreux recensements, ont été exclues en raison de la difficulté d’en tirer un schéma fiable de la mortalité par âge et sexe à moins de 5 ans. Il en est de même pour les mesures, la plupart du temps sous-estimées, basées sur les 12 derniers mois.

8Cela dit, une certaine prudence méthodologique est requise, avec ces estimations directes de la mortalité aux jeunes âges. Classiquement, différents problèmes peuvent se présenter :

  • une mauvaise déclaration de l’âge au décès (demandé en mois), un exemple courant étant l’attirance sur 12 mois (pour des décès survenus en réalité à 9, 10 ou 11 mois révolus). Comme dans la plupart des enquêtes, ces arrondis sont à peu près identiques pour les garçons et les filles, cela certes conduit à une sous-estimation de la mortalité infantile au profit d’une surestimation de la mortalité juvénile de chaque sexe, mais les inégalités sexuelles s’en trouvent peu affectées. Le même problème peut se poser pour les mortalités néonatale et post-néonatale (attirance sur 0 mois révolu au détriment de 1 et de 2 mois), toujours sans guère de conséquence sur les inégalités entre sexes ;

  • l’omission d’événements (naissances et décès) dont l’importance peut varier selon le sexe. Par exemple si les filles sont sous-déclarées (ou plus sous-déclarées que les garçons), on va surestimer les écarts absolus et relatifs de mortalité entre sexes. Une surmortalité féminine réelle sera minimisée ou même, à la limite, disparaîtra. Un problème toujours bien difficile à mesurer et à corriger qui conduit le plus souvent à faire l’hypothèse d’une absence d’omissions différentielles selon le sexe ;

  • les erreurs aléatoires liées aux faibles effectifs : c’est peut-être le problème le plus aigu dans la mesure où les effectifs de naissances et de décès ne sont jamais énormes. Ils sont confortables au niveau national, toutes générations confondues : 12200 naissances et 1 900 décès à moins de 5 ans par exemple dans l’EDS du Cameroun de 1998. Mais ils « fondent » évidemment dès qu’on décompose par sexe, âge, milieu d’habitat…, réduisant ainsi la précision statistique des différences. Les erreurs aléatoires liées aux petits nombres seront minimisées en limitant le nombre de variables explicatives (4 à 6 variables essentiellement), en regroupant les données par groupe de 10 ou 12 générations, en travaillant essentiellement sur quatre groupes d’âges (moins d’un mois, 1 à 11 mois, moins d’un an et 1 à 5 ans), en privilégiant enfin l’examen des tendances et des cohérences entre enquêtes voisines. Les tests statistiques de significativité seront utilisés de temps à autre.

9Nous mesurerons les inégalités de mortalité entre sexes avec l’indicateur le plus couramment utilisé dans ce genre d’études, le rapport (en %) de masculinité des quotients :

  • 6 Un exemple avec l’île Maurice (1972) et le Burundi (1987) : ces deux pays ont tous deux 12 % de sur (...)
  • 7 Si pour un niveau de mortalité et une structure de causes de décès donnés, les mortalités « biologi (...)

10Ce rapport est une mesure relative des risques respectifs des garçons et des filles, il ne donne aucune idée sur l’intensité de ces risques6. Son interprétation est immédiate : au-dessus de 100, on parlera de surmortalité masculine, en dessous de surmortalité féminine. L’écart par rapport à 100 mesure l’intensité de la surmortalité masculine ou féminine7.

11Les variations sous-régionales et entre pays de la surmortalité seront illustrées dans le texte sous forme de tableaux de synthèse (tableaux 1 à 10), tandis que les relations entre les surmortalités et les niveaux de mortalité des enfants seront mises en évidence par des graphiques à deux dimensions avec nuages de points (figures 1 à 4). Les tableaux I et II en annexe donnent les détails sur les variations, dans le temps et entre les pays, de la surmortalité et des inégalités de santé entre garçons et filles.

II. La situation de l’Afrique dans le monde depuis les années 1970

12Par rapport aux études citées dans l’introduction, nous avons remis à jour les données de Dominique Tabutin et Michel Willems (1995) avec les nombreuses enquêtes EDS (et Papchild) des années 1990, qui ont eu lieu en Amérique latine, en Asie et en Afrique notamment, une région particulièrement bien couverte par ce vaste programme.

13Un coup d’œil tout d’abord sur la situation de l’Afrique par rapport aux tables-types. Le tableau 1 présente les rapports de masculinité des quotients de mortalité observés en 1986-1997 (sur 32 pays à travers 44 enquêtes) à ceux que donneraient les tables-types ayant les espérances de vie par sexe du continent vers 1991. L’Afrique dans sa globalité colle assez bien aux modèles, et notamment à ceux de Coale et Demeny (modèles Sud et Ouest) : on est à 15 % de surmortalité masculine à moins d’un an, à une égalité de mortalité entre 1 et 5 ans, à 8 % au total de surmortalité des garçons entre 0 et 5 ans. Les tables des Nations unies, construites, elles, à partir de données du Sud, donnent en revanche un peu plus de surmortalité masculine à moins d’un an, un peu plus de désavantage féminin entre 1 et 5 ans. Mais en définitive, l’Afrique dans sa globalité ne se distingue pas particulièrement.

  • 8 Mesurées, il est vrai, sur seulement cinq à dix pays selon les décennies (voir tableau 3).

14Pour l’ensemble du monde, il n’y a depuis 30 ans aucun changement notable pour la mortalité infantile (tableau 2) : la surmortalité des garçons est aujourd’hui de 17 % après avoir été de 10 % et de 20 %, variant de 14 % en Afrique du Nord à 21 % en Asie de l’Est et du Sud. En revanche, les tendances régionales des années 1970 aux années 1990 sont déjà plus contrastées : stagnation en Afrique subsaharienne (autour de 16 % avec une mortalité infantile toujours élevée) et en Amérique latine (autour de 20 % avec une mortalité presque deux fois plus faible), fluctuations en Asie de l’Est et du Sud8, et surtout une forte progression récente en Afrique du Nord/Asie de l’Ouest.

15Le bond dans cette dernière région y est considérable puisque d’une quasi-égalité de mortalité entre sexes à moins d’un an dans les années 1970 et 1980, dénotant alors une forte surmortalité précoce des petites filles, on en arrive aujourd’hui à une surmortalité masculine de 14 % (tableau 2). Mais ce n’est qu’une moyenne et nous verrons qu’au Maghreb le problème des toutes petites filles n’a pas disparu, dans un contexte où pourtant la mortalité a fortement reculé.

16Aucun changement non plus au niveau mondial pour la mortalité juvénile : la surmortalité des filles (de l’ordre de 4 %) ne bouge pas depuis 30 ans (tableau 2). En Afrique noire, elle recule légèrement et il n’y a plus guère de différences entre sexes en moyenne régionale (nous verrons que cela cache une grande diversité de situations). Elle est légère en Amérique latine (3 %). En revanche, en Asie de l’Est et du Sud et en Afrique du Nord, non seulement elle est importante (14 %), mais elle s’aggrave depuis les années 1980. En définitive, aucune révolution en la matière au vu de ces chiffres régionaux, malgré de sensibles reculs de la mortalité ici ou là.

Tableau 1 ⦁Rapports (%) de masculinité des quotients de mortalité par âge et rapports calculés à partir de tables-types correspondant aux espérances de vie par sexe(a)

Tableau 1 ⦁Rapports (%) de masculinité des quotients de mortalité par âge et rapports calculés à partir de tables-types correspondant aux espérances de vie par sexe(a)

Tableau 2 ⦁ Rapports moyens (%) de masculinité des quotients et niveaux (quotients ‰) de mortalité (sexes réunis) par âge, région et période

Tableau 2 ⦁ Rapports moyens (%) de masculinité des quotients et niveaux (quotients ‰) de mortalité (sexes réunis) par âge, région et période

Tableau 3 • Évolution de la surmortalité féminine entre I et 5 ans : nombre de pays par région et niveau des taux(a)

Tableau 3 • Évolution de la surmortalité féminine entre I et 5 ans : nombre de pays par région et niveau des taux(a)
  • 9 Rappelons que cet échantillon varie d’une décennie à une autre.

17Mais allons plus avant dans cette approche macro-régionale en examinant l’évolution du nombre de pays qui connaissent une surmortalité de leurs filles (à 1-5 ans) et l’évolution de son intensité (tableau 3). Sur ces échantillons de pays, propres à chacune des trois décennies, il y aurait progrès au niveau planétaire : on passe de deux pays sur trois dans les années 1970 et 1980 à un sur deux dans les années 19909. Mais, là encore, on a une diversité régionale : tous les pays d’Afrique du Nord et d’Asie de l’Ouest sont concernés, avec même une augmentation sensible de l’intensité, des années 1980 aux années 1990, signes de dégradation de la situation, L’Amérique latine stagne plus ou moins. Seule l’Afrique subsaharienne progresserait quelque peu : un pays sur trois aujourd’hui au lieu d’un sur deux hier, avec aussi un peu moins d’intensité de la surmortalité. Mais cela varie aussi à l’intérieur de l’Afrique.

III. Les surmortalités masculines et féminines en Afrique de 1970 à 1997

  • 10 Seules deux périodes ont été retenues pour garder un maximum de pays dans chacune. Elles correspond (...)

18Examinons d’abord les tendances (infantile et juvénile) dans les cinq grandes régions de l’Afrique des années 1970-1985 aux années 1986-199710, avant de comparer l’évolution des surmortalités à 1-5 ans dans les 19 pays qui ont des estimations pour les deux périodes.

1. Les grandes sous-régions aux deux périodes

19Point de surprise pour la mortalité infantile à ce niveau géographique : toutes les sous-régions sont en sensible surmortalité des garçons (tableau 4). Pour la période récente, elle varie néanmoins encore de 11 % (Afrique du Nord) à 20 % (Afrique australe). L’Afrique méditerranéenne dont nous avons déjà parlé et l’Afrique centrale se distinguent par un sensible renforcement de cette surmortalité masculine, particulièrement basse avant 1986.

  • 11 Il y en avait dans les enquêtes de 1988 du Zimbabwe et de 1992 de la Namibie (tableau 1 en annexe).

20Pour la mortalité juvénile, tendances et situation récente sont tout autres avec ces moyennes régionales. L’Afrique australe n’est pas, ou plus11, concernée par la surmortalité des filles. Elle disparaît en Afrique de l’Est, en moyenne car nous verrons que certains pays sont encore touchés. Elle reculerait très légèrement en Afrique de l’Ouest, où filles et garçons connaissent toujours à peu près les mêmes risques. En revanche, se maintient le léger désavantage des filles en Afrique centrale (4 %) et surtout leur important désavantage en Afrique du Nord (12 %). Les situations régionales sont nettement plus hétérogènes aujourd’hui qu’hier. Mais est-ce à dire que tous les pays d’une région vont dans le même sens ? Ces moyennes régionales ne cachent-elles pas aussi une grande hétérogénéité intra-régionale ?

Tableau 4 ⦁ Quotients (‰) de mortalité (sexes réunis) et rapports (%) de masculinité des quotients infantiles et juvéniles par régions

Tableau 4 ⦁ Quotients (‰) de mortalité (sexes réunis) et rapports (%) de masculinité des quotients infantiles et juvéniles par régions

2. Variations entre pays comparables en 1970-1985 et 1986-1997

21L’examen des tendances sur les 19 pays (tableau 5) qui ont une estimation pour chacune des deux périodes, permet de préciser la diversité des changements dans la mortalité des garçons et des filles entre 1 et 5 ans.

22Ces observations « suivies » sur 19 pays permettent d’abord de confirmer le recul, dans l’ensemble, de la fréquence géographique de la surmortalité des filles, notée précédemment (tableau 3) : elle touchait 14 de ces 19 pays avant 1986, Il pays après 1986. Néanmoins le phénomène est toujours bien là puisqu’il concernait récemment plus d’un pays sur deux de cet échantillon.

23Ce recul touche essentiellement l’Afrique subsaharienne (10 pays sur 15 avant 1986, 7 ensuite), puisque malgré les reculs très importants de la mortalité à 1 -5 ans (qui passe en moyenne de 64 ‰ à 22 ‰), l’Algérie, l’Égypte, le Maroc et la Tunisie conservent tous une sensible surmortalité des filles (tableau 5). Celle-ci semble même s’aggraver en Égypte. Dans ces sociétés arabo-musulmanes du Sud de la Méditerranée, les garçons continuent à bénéficier davantage que les filles des progrès réalisés sur le plan sanitaire ; il y a toujours une forte discrimination en défaveur du sexe féminin, étonnante de nos jours dans des pays, certes différents, mais qui tous ont connu de significatives avancées sur les plans éducatif, social ou culturel depuis une trentaine d’années.

24Avec toute la prudence requise compte tenu, rappelons-le, des aléas statistiques et de la qualité des données, sur les 15 pays subsahariens, entre 1970- 1985 et 1986-1997 :

  • trois maintiennent une surmortalité féminine non négligeable (de 4 à 9 %) : le Cameroun, la Mauritanie et Maurice où pourtant la mortalité à 1-5 ans est l’une des plus basses (5 ‰) ;

  • deux entrent en surmortalité féminine : le Kenya et le cas inexplicable ici du Cap-Vert dont le rapport de masculinité passe de 114 à 73 % !

  • trois d’Afrique de l’Ouest remontent à une quasi-égalité entre garçons et filles : le Bénin, le Burkina Faso et le Mali ;

  • quatre voient disparaître la surmortalité des filles : le Zimbabwe et plus nettement le Sénégal, le Togo et le Rwanda ;

  • trois enfin confirment la surmortalité des garçons : la Côte d’Ivoire, l’Ouganda et dans une moindre mesure le Ghana.

Tableau 5 • Niveaux et différences de mortalité entre sexes à 1 -5 ans 19 pays : tendances des années 1970-1985 aux années 1986-1997(a)

Tableau 5 • Niveaux et différences de mortalité entre sexes à 1 -5 ans 19 pays : tendances des années 1970-1985 aux années 1986-1997(a)

25Que retenir en définitive de tout cela ? Dans l’ensemble, certes, les choses bougent dans un sens plutôt positif, mais les mouvements peuvent aussi être brutaux (aléas statistiques ou qualité des données) comme au Cap-Vert dans un sens et au Togo dans l’autre ; en dehors de l’Afrique du Nord à un extrême et de l’Afrique australe à l’autre, il n’y a pas de situation ou de mouvement régional bien net, et en définitive l’explication des différences entre pays risque d’être ardue.

26Ce sont ces divers mouvements nationaux en sens inverse qui amènent aujourd’hui l’Afrique subsaharienne dans son ensemble à une égalité des risques de mortalité des garçons et des filles entre I et 5 ans (voir moyenne et médiane au tableau 5), mais aussi à une hétérogénéité croissante des situations (figure I).

27Mais venons-en au calendrier de la surmortalité féminine qui, là où elle existe, peut être précoce et commencer dès la période post-néonatale (Tabutin et Willems, 1995). Cela revient à étudier ce qui se passe avant et après l’âge d’un an.

Figure 1 ⦁ Dispersion entre pays et médianes des rapports de masculinité de la mortalité entre 1 et 5 ans avant 1986 et après 1986

Figure 1 ⦁ Dispersion entre pays et médianes des rapports de masculinité de la mortalité entre 1 et 5 ans avant 1986 et après 1986

IV. Les relations entre les surmortalités à moins d’un an et entre 1 et 5 ans

28Si la surmortalité des garçons au cours de la première année de vie est une règle quasi générale, les différences de mortalité entre sexes peuvent déjà varier au cours de ces 12 premiers mois. Il convient classiquement de distinguer la période néonatale (0 à 30 jours) à risques plutôt endogènes (liés essentiellement aux caractéristiques biologiques de chaque sexe) et la période post-néonatale (1 à 11 mois) où les risques pour l’enfant sont déjà plus variés (avec les maladies infectieuses, le mode d’alimentation...), où, donc, des inégalités entre sexes liées au contexte peuvent déjà apparaître.

29En Afrique comme ailleurs, le premier mois de vie est, dans tous les pays, très défavorable aux garçons. Leur surmortalité y est en moyenne de 29 %, avec des valeurs allant de 20 à 40 % dans huit cas sur dix (tableau I en annexe). Mais ensuite, entre I et 12 mois, les risques de décès sont plus équilibrés : il n’y a plus en moyenne régionale que 3 % de surmortalité des garçons. Mais celle-ci cache en réalité une grande diversité de situations : il est ainsi huit pays sur trente (tableau 6) où la discrimination envers les filles commence dès la période post-néonatale, autrement dit après quelques mois de vie, quand l’enfant est encore totalement dépendant de sa mère ; six autres ont une quasi-égalité entre sexes (rapports compris entre 98 et 102) ; seize enfin ont une surmortalité normale des garçons, bien que dans l’ensemble assez faible (souvent de 4 à 8 %).

30Cette présence d’une surmortalité des toutes petites filles, dès le troisième ou quatrième mois, n’est pas une chose nouvelle. Pour les années 1980, Dominique Tabutin et Michel Willems (1995) l’avaient observée dans 9 pays du Sud (sur 18 étudiés), et déjà relevé son importance en Afrique du Nord bien sûr, mais aussi en Afrique noire. Dans son étude sur trois pays d’Afrique de l’Ouest, Mady Biaye (1994) la met bien en évidence pour le Mali (EDS 1987) et pour le milieu urbain du Sénégal (EDS, 1986), mais, en revanche, ne l’observe pas au Liberia. Elle est là aujourd’hui en Érythrée, au Burkina Faso, au Ghana, en Guinée, au Niger, au Nigeria, au Cameroun et toujours au Mali.

Tableau 6 • Nombre de pays et d’enquêtes présentant une surmortalité féminine entre 1 et 12 mois et entre 1 et 5 ans en 1986-1997 selon le niveau de surmortalité(a)

Tableau 6 • Nombre de pays et d’enquêtes présentant une surmortalité féminine entre 1 et 12 mois et entre 1 et 5 ans en 1986-1997 selon le niveau de surmortalité(a)

31On peut a priori s’attendre au même type de surmortalité à 1-12 mois et à 1-5 ans, en supposant par exemple que des comportements discriminatoires précoces vis-à-vis des filles se poursuivront au-delà de l’âge d’un an, ou à l’inverse qu’une franche surmortalité masculine dans la période post-néonatale devrait perdurer.

32Le croisement des rapports de masculinité des deux groupes d’âges, effectué sur 55 enquêtes, 33 pays et pour deux périodes le confirme en grande partie (figure 2). Les corrélations sont significativement positives pour les estimations 1975-1985 et 1986-1997. Mais bien sûr avec des enquêtes, la relation est loin d’être parfaite. Quelques pays notamment se distinguent : d’un côté, l’Érythrée en 1990 et le Nigeria en 1985 dont les filles sont fort défavorisées entre 1 et 11 mois et brutalement très avantagées ensuite, de l’autre au contraire la Libye en 1990 ou la Namibie en 1986. Le cas du Cap-Vert aussi est discordant. La forte surmortalité féminine récente entre 1 et 5 ans est précédée d’une égalité des chances. Mais ces anomalies ne concernent en définitive que 5 ou 6 pays.

Figure 2 • Relation entre la surmortalité masculine ou féminine entre 1 et 12 mois et entre 1 et 5 ans (55 enquêtes entre 1975 et 1997, 33 pays)

Figure 2 • Relation entre la surmortalité masculine ou féminine entre 1 et 12 mois et entre 1 et 5 ans (55 enquêtes entre 1975 et 1997, 33 pays)

33Venons-en à une autre question classique : ces différences de mortalité entre petits garçons et petites filles dépendent-elles des niveaux de la mortalité, autrement dit de l’état socio-sanitaire des populations ?

V. Relations entre les surmortalités et les niveaux de mortalité

34Le modèle généralement admis et observé dans l’histoire est un recul à chaque âge, puis une disparition des surmortalités féminines éventuelles, conduisant à une accentuation des surmortalités masculines, au fur et à mesure que la mortalité diminue, que la transition épidémiologique avance (Tabutin, 1978 ; Nadarajah, 1983). On pourrait donc s’attendre à une relation entre le niveau de mortalité et l’intensité des surmortalités (masculines ou féminines).

35Qu’en est-il à moins de 5 ans ? Qu’en est-il dans une Afrique où les inégalités de mortalité dans l’enfance sont énormes entre sous-régions ou entre pays : la mortalité infantile allait récemment de 40 ‰ (Cap-Vert, Tunisie, Botswana) à près de 140 ‰ (Bénin, Ghana, Niger, Mozambique), la mortalité entre 1 et 5 ans (4qI de 10 ‰ (Maroc, Tunisie) à plus de 130 ‰ (Burkina Faso, Mali, Niger) ?

36Les figures 3 et 4 présentent, pour 38 pays et toutes les enquêtes disponibles, le sens et l’intensité des surmortalités en fonction des niveaux de mortalité (données de base tableau I en annexe). On y distingue les périodes 1975- 1985 et 1986-1997.

1. La mortalité infantile

37Les surmortalités masculines sont quasi générales, mais il n’y a pas de relation claire (figure 3) entre leur intensité et les niveaux de mortalité à moins d’un an (sexes réunis). Les coefficients de corrélation sont bien négatifs et significatifs, mais relativement faibles pour une approche agrégée. Il est même un peu plus bas pour la période la plus récente, alors que la mortalité a un peu reculé. À des mortalités fort différentes (40, 100 ou 140 ‰), on observe de sensibles surmortalités des garçons (10 à 30 %). À une surmortalité importante de 25 %, les mortalités s’étirent de 40 à 160 ‰ ; à une faible surmortalité (de 3 ou 4 %), elles vont encore de 70 à 150 ‰.

38Ces résultats, obtenus à partir de données nombreuses et récentes, 81 enquêtes corroborent en définitive ce qui avait déjà été observé sur les années 1960 au niveau international (Tabutin et Willems, 1995) ou africain (Gbenyon et Locoh, 1989) : la diversité des situations et l’absence (au niveau agrégé) d’une relation nette entre le degré de surmortalité des garçons et le niveau de mortalité infantile. En dehors du fait cependant que tous les pays africains à « basse » mortalité (moins de 60 ‰) ont, comme ailleurs dans le monde, une surmortalité des garçons d’au moins 10 %.

Figure 3 ⦁ Relation à moins d’un an entre la surmortalité masculine et le niveau de mortalité infantile (81 enquêtes entre 1975 et 1997)

Figure 3 ⦁ Relation à moins d’un an entre la surmortalité masculine et le niveau de mortalité infantile (81 enquêtes entre 1975 et 1997)

Figure 4 ⦁ Relation entre la surmortalité masculine ou féminine à 1-5 ans et les quotients de mortalité de 0 à 5 ans, sexes réunis (78 enquêtes entre 1975 et 1997)

Figure 4 ⦁ Relation entre la surmortalité masculine ou féminine à 1-5 ans et les quotients de mortalité de 0 à 5 ans, sexes réunis (78 enquêtes entre 1975 et 1997)

2. La mortalité juvénile

  • 12 Nous renonçons même ici à présenter les coefficients de corrélation.

39Entre 1 et 5 ans, la situation est là parfaitement claire (figure 4) : il n’y a aucune relation entre les inégalités entre sexes et le niveau de mortalité dans l’enfance (mesurée ici par le risque de 0 à 5 ans, sexes réunis), en 1975-1985 comme en 1986-199712. L’intensité de la surmortalité des petites filles, qui est là dans près de la moitié des pays, ne dépend pas du niveau de la mortalité, et donc du progrès sanitaire général. On peut la trouver à tous niveaux, de 50 ‰ à un extrême jusqu’à 300 ‰ de l’autre. De même, la surmortalité des garçons, quand elle est là, s’observe à tous niveaux de mortalité, sans relation entre son intensité et ces niveaux.

40En définitive, pas de surprise ni de changement récent en matière juvénile : ces résultats sont, eux aussi, dans la parfaite lignée des travaux antérieurs. Ils confortent l’énorme diversité des situations et des histoires de la mortalité : point de règle absolue sur le sens des inégalités, point de relations avec le niveau de la mortalité, point de rattrapage systématique des filles dans la période juvénile en cas de désavantage au départ, dans la première année de la vie. Ce dernier point est particulièrement vrai dans le cas des pays arabo-musulmans d’Afrique du Nord.

41Cela dit, on peut a priori supposer que ces inégalités varient dans les pays selon le milieu social ou le milieu d’habitat, d’autant plus que depuis le milieu des années 1980, nombre de pays sont sous plan d’ajustement structurel, avec une stagnation ou une récession du pouvoir d’achat des ménages et une « privatisation » du secteur de la santé.

VI. Évolution différentielle des mortalités par sexe : aperçu général et cas du Cameroun

42Quelques mots préalables sur ce qu’on connaît, en Afrique, des variations des inégalités de mortalité entre sexes selon certaines caractéristiques des ménages ou des individus, avant de nous pencher sur le cas du Cameroun, confronté à une grave crise socioéconomique et sanitaire depuis 1985.

1. Mortalités différentielles selon le sexe : une vision générale

43Ce tour d’horizon des connaissances sur le rôle du milieu d’habitat ou de l’éducation des parents sera relativement bref, car à notre connaissance peu d’études en Afrique se sont penchées sur le problème, la plupart demeurant au niveau national. Les quelques résultats disponibles sur les années 1980 et 1990 vont de plus dans des sens divers ou ne sont guère probants.

44C’est dans les villes où la mortalité est la plus basse et a le plus reculé que l’on s’attendrait à trouver une situation plus favorable aux filles entre 1 et 5 ans, autrement dit une franche surmortalité des garçons. Les résultats disponibles ne vont pas tous dans ce sens. Ainsi, dans les années 1970 et 1980, on observait une légère surmortalité des filles à Abidjan, Brazzaville et Bamako, des capitales qui ont un niveau de vie et d’éducation nettement supérieur au milieu rural (Gbenyon et Locoh, 1989). Dans les années 1980, elle était surtout présente dans le milieu urbain du Mali (Mbacké et LeGrand, 1992). Il en était de même au Liberia entre 1 et 4 ans et au Sénégal entre 1 et 12 mois (Biaye, 1994). Au Cameroun, le désavantage féminin est actuellement plus important en milieu urbain qu’en milieu rural. Sans généraliser ces résultats, ils signifient au moins que la ville n’est pas nécessairement un milieu plus favorable aux filles, qui conduirait à la disparition de toute discrimination à leur égard. Conditions et coûts de la vie et de la santé peuvent aboutir à certains comportements inégalitaires des plus inattendus.

  • 13 En raison, souvent, du faible effectif des femmes lettrées dans les enquêtes.
  • 14 Résultats non présentés ici issus de l’EDS 1998-1999.

45Passons à l’instruction des mères, l’une des variables les plus discriminantes dans toute « explication » d’un phénomène démographique, une sorte de mandataire de sa place et de son pouvoir de décision dans la famille. Peu de résultats sur l’Afrique sont disponibles à propos des inégalités de mortalité entres sexes13, et ailleurs, sur le sous-continent indien par exemple, ils vont dans un sens ou dans l’autre (LeGrand et Mbacké, 1995). Cela semble aussi être le cas en Afrique. Partout et depuis longtemps, l’instruction des mères a un effet positif sur la survie des enfants (toutes choses égales par ailleurs, plus elle est élevée, plus la mortalité des enfants est basse). Mais son rôle précis sur les inégalités de mortalité entre sexes n’est pas si évident. Par exemple, dans les années 1980, que les femmes soient instruites ou pas, il y avait, au Sénégal comme au Liberia, une légère surmortalité féminine d’intensité comparable entre 1 et 5 ans, pour des niveaux bien sûr différents de mortalité (Biaye, 1994). En revanche, à la même époque, plus les mères étaient instruites, plus apparaissait la classique surmortalité des garçons. Dans le Cameroun actuel, la surmortalité des petites filles ne disparaît que chez les mères de niveau « secondaire et plus ». Au Burkina Faso, mères instruites ou non connaissent aujourd’hui une quasi-égalité de mortalité des garçons et des filles, même si chez les premières la mortalité est deux fois plus basse que chez les secondes14. À l’instar du milieu d’habitat, ces résultats ne vont pas tous dans le sens a priori attendu.

  • 15 Mesurée par M. Biaye comme « le rapport entre le nombre de mères qui préfèrent que leur prochain en (...)

46Mentionnons enfin deux autres résultats issus des travaux de M. Biaye (1994), sur l’Afrique de l’Ouest. L’ethnie de la mère semble influencer au Sénégal l’ampleur des différences de mortalité entre sexes à 1-5 ans : les garçons bénéficient d’un avantage dans toutes les ethnies, mais si le niveau de la surmortalité féminine est comparable pour les Serer et les Wolof, il est beaucoup plus élevé chez les Poular qui se distinguent par une nette préférence pour les garçons15. Le type d’union aurait, lui aussi, un rôle non négligeable : la monogamie conduit partout à peu de différences entre sexes, tandis que le système polygamique désavantage sensiblement les filles, dès la période post-néonatale au Sénégal et au Mali, entre 2 et 5 ans au Liberia. L’auteur attribue cet état de choses à l’importance, souvent plus grande, accordée aux garçons dans un contexte polygame :

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

48Malgré leur petit nombre, ces quelques études confirment bien malgré tout la variabilité et la complexité causale du problème, et donc encore une fois la prudence requise dans l’interprétation des résultats.

2. Le cas du Cameroun : une situation de crise

49Si un déclin rapide de la mortalité infanto-juvénile (d’environ 26 %) est observé entre 1978 et 1991, l’enquête EDS de 1998 révèle un arrêt brutal de cette amélioration et même sans doute une légère reprise de la mortalité juvénile (tableau 7). Les rapports de masculinité des quotients montrent un accroissement classique de la surmortalité masculine en période néonatale, notamment entre 1991 et 1998. En revanche, aux trois dates, on observe une constante surmortalité juvénile des filles, précoce de surcroît, puisqu’elle apparaît dès la période post-néonatale et s’accentue même à ces âges en 1998 (la surmortalité est alors de l’ordre de 10 %).

50Dans quelle mesure la détérioration de la situation en termes de santé et de mortalité, due à la crise économique que connaît le Cameroun depuis bientôt 20 ans, affecte-t-elle la mortalité infanto-juvénile par sexe ?

  • 16 Le niveau de vie des ménages a été calculé à partir de caractéristiques de confort du logement (eau (...)

51Le Cameroun disposant de deux enquêtes EDS comparables, il est aisé de décrire les évolutions de la mortalité différentielle selon différentes caractéristiques socioéconomiques relevées directement dans les enquêtes ou construites à partir des informations recueillies. À partir des données individuelles, la mortalité infanto-juvénile par sexe a été étudiée selon les caractéristiques suivantes : le milieu d’habitat, l’instruction de la mère, le sexe du chef de ménage, le niveau de vie des ménages et le degré d’ouverture culturelle16 Pour essayer de maximiser les effectifs et d’éviter les effets de troncature, on considérera les deux grands groupes de générations suivants : 1974-1986 avec l’enquête de 1991, 1981-1993 avec l’enquête de 1998. Bien que douze générations soient prises en compte dans chacun des groupes, les effectifs de naissances demeurent relativement faibles, allant de 1 000 à 3 600 selon les modalités des variables considérées. En outre, rappelons que les caractéristiques relevées au moment de l’enquête peuvent être différentes de celles présentes au moment du décès de l’enfant et, ainsi, ne pas refléter exactement les risques potentiels associés à la situation antérieure.

Tableau 7 ⦁ Niveaux (‰) de mortalité infanto-juvénile (sexes réunis) et rapports (%) de masculinité des quotients à différentes périodes

Tableau 7 ⦁ Niveaux (‰) de mortalité infanto-juvénile (sexes réunis) et rapports (%) de masculinité des quotients à différentes périodes
  • 17 Différents découpages de la période infanto-juvénile ont été testés : 0-1 mois et 1-60 mois ; 0-6 m (...)

52La surmortalité masculine au cours de la période néonatale est bien connue (Waldron, 1983 ; 1987), et pour juger d’une éventuelle surmortalité féminine suscitée par des comportements discriminatoires, il convient d’exclure le premier mois de vie. Le tableau 7 permet de constater que la mortalité post-néonatale et la mortalité juvénile semblent connaître les mêmes évolutions et dès lors, dans le but de renforcer les effectifs, les quotients de mortalité différentielle par sexe ont été calculés pour la période néonatale d’une part et l’ensemble de la période post-néonatale et juvénile (de 1 à 60 mois)17 d’autre part.

53Entre les deux « périodes » considérées, les niveaux de mortalité par sexe de 1 à 60 mois diminuent de 15 % pour les garçons et de 12 % pour les filles, accentuant ainsi légèrement la surmortalité féminine (de 4 à 8 %), même si les différences entre quotients par sexe ne sont pas statistiquement significatives (tableau 8).

54La mortalité par sexe selon les caractéristiques socioéconomiques et culturelles retenues, présentent des évolutions contrastées. Généralement, une baisse de l’ordre de 15 % est observée pour les garçons et pour les filles, excepté cependant pour quatre modalités qui suivent des chemins très divergents. Épinglons tout d’abord les deux caractéristiques associées à la plus forte baisse de la mortalité chez les deux sexes : la mortalité tant féminine que masculine de 1 à 60 mois du groupe qualifié de « moderne » recule d’environ 35 %, comme, et de manière plus surprenante, la mortalité chez les ménages à faible niveau de vie avec une diminution de près de 30 % pour les garçons et de 25 % pour les filles, alors que celle des « ménages favorisés » stagne quasiment (tableau 8). Les divergences sont aussi profondes entre milieux d’habitat : dans les villes, les risques augmentent sensiblement et tout particulièrement pour le sexe féminin (d’environ 16 %), alors qu’ils reculent (de près de 20 %) en milieu rural (tableau 8). De même avec le niveau d’instruction : la mortalité des enfants de mères « secondaires et plus » reprend fortement (de 20 % environ), celle des mères de niveau primaire stagne, celle des illettrées recule (d’environ 10 %). La crise semble avoir stoppé le schéma classique, et jusqu’alors suivi, des progrès par la ville, l’éducation et la richesse.

55La faiblesse des effectifs suscite des valeurs de l’écart réduit relativement faibles, ne permettant pas de conclure définitivement à l’existence de différences de mortalité significatives entre garçons et filles pour la période allant de 1 à 60 mois. Cependant, si l’on considère l’ensemble des quotients de mortalité pour cette durée de vie, les quotients féminins apparaissent systématiquement plus élevés que les quotients masculins (tableau 8). Certes, les différences ne sont pas significatives, en dehors cependant du milieu urbain, mais cette convergence, l’augmentation des différences (la valeur de l’écart réduit s’accroît pour toutes les variables considérées), l’apparition d’une surmortalité féminine significative dans les villes, laissent dans l’ensemble présager une situation plus défavorable pour les petites filles que pour les garçons, une situation qui se serait même dégradée en une quinzaine d’années. Faut-il y voir des comportements discriminatoires en matière de soins de santé ?

Tableau 8 • Risques de mortalité de 1 à 60 mois (pour 1 000 survivants à 1 mois) des générations 1974-1986 et 1981-1993 selon sexe, instruction et niveau de vie. Rapports de masculinité des quotients et écarts-réduits

Tableau 8 • Risques de mortalité de 1 à 60 mois (pour 1 000 survivants à 1 mois) des générations 1974-1986 et 1981-1993 selon sexe, instruction et niveau de vie. Rapports de masculinité des quotients et écarts-réduits

VII. Les comportements sanitaires en fonction du sexe

56L’une des hypothèses souvent discutée dans la littérature démographique, épidémiologique ou de santé publique, est celle d’une utilisation différentielle des services de santé (préventive et curative) selon le sexe de l’enfant, lan Timaeus et al. (1998, p. 155) résument ainsi fort bien le problème dans leur étude de synthèse sur les pays en développement :

  • 18 « Les termes de discrimination et de parti pris figurent dans de nombreux travaux portant sur l’uti (...)

Much of the literature on the differential use of health services according to sex, usually favouring males, uses terms such as discrimination and bias. Those terms imply an intention to give one child less or poorer health care than anotheron the grounds of their sex. Evidence from the present study and others shows that boys and girls are sometimes treated differently. Such statistical regularities clearly imply the existence of social institutions and values that dispose mothers and other carers to act in ways that favour one sex or the other. They need not imply deliberate discrimination. Carers may never have conceptualized the matter in that way. Even if they have, such considerations may not be uppermost in their minds when they are deciding what to do to help a sick child. There is evidence from South-Central Asia of deliberate neglect of children with older siblings of the same sex. Such neglect may not be a widespread phenomenon. The poor have to decide what best to do for sick children, bearing in mind that the financial and other costs involved in seeking treatment often have an immédiate adverse impact on other aspects of the family’s welfare. The sex of the child may sway some such difficult decisions without that being apparent to the decision maker 18.

57L’étude se limitera ici aux comportements différentiels en matière de vaccination et de recours aux services de santé en cas d’infection respiratoire aiguë et de diarrhée, dont les résultats sont publiés dans tous les rapports des enquêtes EDS ou Papchild. Il en est établi une synthèse par grande sous-région de l’Afrique, avant de se préoccuper de l’évolution de la situation du Cameroun entre 1991 et 1998.

1. Des comportements différentiels en Afrique ?

58Le tableau II en annexe présente pour 33 pays (dernières enquêtes datant pour la plupart des années 1990) les niveaux et les rapports de masculinité des proportions d’enfants non vaccinés, des proportions d’enfants conduits en consultation suite à une infection respiratoire aiguë et des proportions d’enfants non soignés en cas de diarrhée. Rappelons que dans les EDS, les questions sur les comportements sanitaires et la morbidité ne concernent que les enfants nés au cours des cinq dernières années et survivants à l’enquête. À partir de ces données de base, nous avons construit le tableau 9 qui présente la distribution des pays (par grande sous-région) classés selon trois grands types de comportements vis-à-vis des garçons et des filles : sous-consultation féminine, sous-consultation masculine ou quasi-égalité de traitement (considérée comme telle quand le rapport de masculinité de la variable considérée est entre 96 et 104).

Tableau 9. Soins de santé des enfants selon le sexe dans 33 pays africains ayant une enquête EDS ou Papchild récente (années 1990)

Tableau 9. Soins de santé des enfants selon le sexe dans 33 pays africains ayant une enquête EDS ou Papchild récente (années 1990)

59En matière de vaccinations, plus de la moitié des pays ne présentent aucune différence entre garçons et filles (tableau 9). On y trouve, bien sûr, tous les pays (12 sur 29 au total) qui ont une couverture vaccinale quasi complète (les quatre pays d’Afrique du Nord, quatre pays d’Afrique australe, le Rwanda, le Kenya ou la Tanzanie) mais aussi certains qui en sont encore loin, comme l’Érythrée ou le Tchad. Dans les autres, ceux où émerge une différence significative entre garçons et filles, il n’y a pas de discrimination féminine systématique : dans sept cas, les filles sont moins vaccinées que les garçons, tandis que dans six autres, c’est l’inverse. Il n’y a pas non plus de relation entre ces inégalités de vaccination entre sexes et le sens et l’intensité des surmortalités entre 1 et 5 ans. La surmortalité des petites filles est bien là en Afrique du Nord, au Rwanda et au Kenya, tous pays où la vaccination est générale ; elle est là en cas d’égalité de traitement (le Niger) ou de sous-vaccination des filles (la République centrafricaine) (tableau II en annexe). De même, la surmortalité des garçons peut s’observer dans toutes les situations : égalité de traitement, sous-vaccination des filles (Ouganda, Côte d’Ivoire, Togo), sous-vaccination des garçons (Sénégal, Nigeria) (tableau 12). En définitive, on ne trouve pas en Afrique de corrélation significative au niveau macro entre les différentiels de vaccination et les inégalités de mortalité entre sexes, contrairement à lan Timaeus et ses collègues (1998) dans leur étude sur 46 pays du Sud de la fin des années 1980. Ceci peut en partie s’expliquer par un effet de sélection liée au fait que l’information portant sur la vaccination n’a, dans les EDS notamment, concerné que les enfants survivants. Les enfants décédés, probablement plus concernés par les inégalités entre sexes, n’y sont plus.

  • 19 Ils vont entre pays extrêmes de 88 à 127 pour les consultations et de 82 à 123 pour les traitements (...)

60En matière de consultation (pour l’infection respiratoire) et de traitement (de la diarrhée), les rapports de masculinité (tableau I) varient aussi assez modérément19, comme pour la vaccination, mais là dans l’ensemble les filles sont nettement moins bien loties que les garçons : dans un pays sur quatre seulement, on a égalité de traitement ; dans un sur deux on consulte ou l’on soigne moins les filles que les garçons (tableau 9). Cette discrimination vis-à-vis des filles est en relation avec le niveau général de recours aux soins dans un pays : les garçons sont plutôt privilégiés – et donc les filles désavantagées – dans les situations les plus déshéritées, dans les pays où l’accès au système de santé est parmi les plus bas. En revanche, dans les situations les plus privilégiées (7 à 8 pays en Afrique sur une trentaine), les inégalités entre sexes sont faibles (tableau 9). C’est un résultat que lan Timaeus et al. (1 998) trouvaient aussi au niveau international. L’Afrique de l’Ouest et l’Afrique du Nord sont particulièrement concernées par cette discrimination de traitement des filles, l’Afrique australe se distinguant au contraire par un système plus égalitaire. Cela dit, au niveau agrégé auquel nous nous situons, ces inégalités de comportements n’ont pas – ou guère- de relation avec les différences de mortalité entre sexes.

2. Comportements sanitaires et situation de crise au Cameroun

  • 20 Le rapport taille/âge, plus sensible aux variations à long terme de l’état nutritionnel, est un ind (...)

61La comparaison (tableau 10) des informations recueillies sur les soins préventifs (occurrence et complétude de la vaccination), curatifs (recours au centre de santé en cas de maladie) et l’état nutritionnel des enfants (rapports taille/âge et poids/taille)20 dans les deux dernières enquêtes EDS permettra de juger des changements éventuels des comportements entre les années 1980 et 1990.

Tableau 10. Comportements en matière de soins de santé des enfants et malnutrition selon le sexe (%)

Tableau 10. Comportements en matière de soins de santé des enfants et malnutrition selon le sexe (%)
  • 21 Au Mali, Ch. Mbacké et Eh. LeGrand (1992) observaient une différence significative à 1 % en faveur (...)

62Le pourcentage des enfants de 12 à 23 mois n’ayant reçu aucune vaccination recule sensiblement, mais la proportion d’enfants ayant reçu toutes les vaccinations accuse par contre un léger fléchissement (de l’ordre de 10 %). Aucune différence significative dans ces tendances n’est observée entre les deux sexes, y compris pour les vaccins à prises multiples (DTCoq et Polio, non présentés dans le tableau) : la couverture vaccinale décroît entre la première et la dernière prise de manière identique pour les deux sexes21 (tableau 10). Enfin, alors qu’en 1991, la probabilité pour les filles de détenir une carte de vaccination était de 10 % inférieure à celle des garçons (différence que lan Timaeus et al. (1 998) signalent comme l’une des plus importantes de celles relevées dans les premières EDS), la situation est inversée en 1998, et ce sont désormais les filles qui ont la probabilité la plus grande de détenir une carte de vaccination.

  • 22 Rappelons qu’il s’agit ici des symptômes morbides présentés par les enfants âgés de moins de 3 ans (...)

63La détérioration de la situation sanitaire dans un contexte de crise, que laisse présager la diminution de la couverture vaccinale complète, est en partie corroborée par certains comportements quant aux visites dans les centres de santé22. Ainsi, en cas d’infection respiratoire aiguë, les enfants seront moins souvent conduits en consultation en 1998 qu’en 1991, mais ce moindre recours à la santé moderne est beaucoup plus flagrant pour les garçons (de l’ordre de 40 %) que pour les filles (environ 15 ; tableau 10). En revanche, le recours à la consultation augmente en cas de diarrhée, et là encore cette tendance s’avère plus favorable aux filles. À l’inverse, en 1998, les filles ont légèrement plus de risques que les garçons de ne recevoir aucune supplémentation en liquide.

64L’état nutritionnel des enfants mesuré par les rapports taille/âge et poids/taille n’est pas strictement comparable entre les deux enquêtes puisque les enquêtes anthropométriques concernaient les enfants de moins de 5 ans en 1991, de moins de 3 ans en 1998. Cependant ces différences de population devraient aller dans le sens d’une situation au minimum semblable, au mieux plus favorable pour la deuxième enquête, la proportion d’enfants encore allaités étant de ce fait plus grande. Malgré tout, la situation nutritionnelle s’aggrave, les proportions d’enfants souffrant d’émaciation (malnutrition aiguë) et de retard de croissance (malnutrition chronique) – en référence au standard du NCHS – augmentant pour les deux sexes (tableau 10). La dégradation est plus sensible en termes de malnutrition aiguë et touche plus particulièrement les garçons où elle devient deux fois plus fréquente. Quel que soit l’indicateur anthropométrique utilisé, les différences entre sexes se révèlent dans l’ensemble un peu plus favorables aux filles, rejoignant ainsi les résultats d’autres études (Biaye, 1994 ; Hill et Upchurch, 1995).

65En définitive, dans le cas du Cameroun soumis depuis 15 ans à une grave récession socioéconomique en termes de pouvoir d’achat, d’infrastructures… il y a bien régression de certains indicateurs de l’état de santé et de comportements sanitaires, mais sans que, au moins avec les données de type EDS dont on dispose, les filles semblent plus particulièrement touchées que les garçons, bien au contraire peut-être. Cela dit, la surmortalité des petites filles est toujours là (tableau 7). Ces résultats rejoignent ceux d’autres études sur l’Afrique subsaharienne (Cleland et Harris, 1998 ; Timaeus et al., 1998).

Conclusion

66Reprenons d’abord quelques-uns des résultats, auxquels nous aboutissons :

  • la surmortalité masculine de la première année de vie, relevant de facteurs essentiellement biologiques, se confirme partout en Afrique, notamment au Maghreb où elle était particulièrement faible jusque récemment ;

  • la surmortalité des petites filles entre 1 et 5 ans, relevant, elle, des comportements familiaux et sociaux, est présente en Afrique subsaharienne (dans près d’un pays sur deux) comme dans d’autres régions du Sud, avec cependant un peu moins d’intensité qu’ailleurs et peut-être une légère tendance au recul. En revanche, elle est toujours quasi générale et aussi importante en Afrique du Nord, malgré de notables progrès en matière de lutte contre la mortalité ;

  • les comportements défavorables aux filles apparaissent souvent très tôt, dès les premiers mois de vie : dans huit pays sur quinze à surmortalité féminine entre 1 et 5 ans, celle-ci apparaît dès la période post-néonatale ;

  • il n’y a pas de géographie précise des inégalités de mortalité entre sexes à l’intérieur du continent, en dehors de l’Afrique du Nord et de l’Afrique australe où la surmortalité féminine a disparu ;

  • une religion comme l’islam n’est sans doute pas sans relation avec le statut de la femme, mais, au moins en Afrique noire, elle n’est pas liée aux inégalités de mortalité entre sexes dans la petite enfance. Une relative surmortalité des filles peut s’observer aussi bien dans des sociétés islamisées que non islamisées ;

  • on observe quelques changements de situation brutaux entre les années 1980 et les années 1990 (passage pour un pays d’un type de surmortalité à un autre) : réalité (qui resterait à expliquer) ou artefact dû à la nature et à la qualité des données ?

  • il n’y a aucune relation entre l’état sociosanitaire d’une population et les inégalités de mortalité entre sexes. La surmortalité des petites filles se retrouve à des niveaux variés et extrêmes de progrès sanitaire, de l’île Maurice au Niger. En d’autres termes, point de récupération universelle et « automatique » des filles en cas de fort désavantage au départ ;

  • hier comme aujourd’hui, la ville, plus riche, plus éduquée et mieux équipée que le milieu rural, n’est pas nécessairement un milieu plus favorable aux filles. Dans le même ordre d’idées, l’instruction des mères a toujours un impact très positif sur la mortalité et la santé des enfants, mais un rôle beaucoup moins clair sur les inégalités entre sexes. Le système polygamique, lui, aurait tendance à favoriser les petits garçons ;

  • au Cameroun, la crise socioéconomique semble avoir stoppé le processus classique des progrès de la survie des enfants par la ville, l’instruction et le niveau de vie, un peu plus au détriment des filles que des garçons. Ce sont des résultats qu’il conviendrait de vérifier sur d’autres pays (Côte d’Ivoire, Bénin, ...) où la mortalité stagne ou reprend ;

  • en Afrique en général comme au Cameroun, la vaccination (souvent faite par grandes campagnes) ne conduit pas à une discrimination féminine particulière ou systématique. Elle n’explique pas non plus les inégalités de mortalité entre sexes dans la petite enfance ;

  • en revanche, dans nombre de pays, et en particulier les plus déshérités, les filles semblent défavorisées en matière de consultation médicale ou de recours aux soins de santé en cas de maladie. Mais dans une approche agrégée, cela ne conduit pas non plus à une relation claire avec leur surmortalité.

67En définitive, nous sortons de cette vue d’ensemble sur l’Afrique, par définition réductrice, un peu « étourdis », un peu déçus aussi dans la mesure où, a priori, nous pensions que dans les années 1990, les choses seraient beaucoup plus claires que dans les années 1970 et 1980. Nous aboutissons néanmoins à un certain nombre de résultats dégageant l’hétérogénéité des situations, la diversité des histoires de la mortalité, le danger des a priori et, finalement, la prudence requise dans l’interprétation de certains résultats. Au niveau macro-agrégé, privilégié dans cette approche spatio-temporelle, certains de ces résultats sont acquis, certains sont douteux, d’autres sont à creuser. L’exemple du Cameroun, traité rapidement, montre l’intérêt de poursuivre les recherches sur l’impact de la crise et de la déstructuration des systèmes de santé sur la santé des enfants et sur les inégalités entre sexes.

68Une question primordiale – mais toujours complexe – serait de comprendre le comment et le pourquoi de ces inégalités entre garçons et filles face au risque extrême et final qui est celui de décéder. Dans ces sociétés africaines, certes très diverses mais où garçons et filles sont presque partout une source potentielle de prospérité pour le groupe familial ou lignager, comment en arrive-t-on à une surmortalité des filles dans la petite enfance ? Expliquer des niveaux et tendances de la mortalité des enfants est déjà difficile, expliquer des différences entre sexes l’est encore bien davantage. Comportements discriminatoires des adultes à l’égard des enfants ? Préférences (conscientes ou inconscientes) accordées aux garçons dans des situations de survie économique et de soins payants ? Rôles respectifs des hommes et des femmes, des pères et des mères au sein des communautés et des familles ? Risques accrus de morbidité et de mortalité propres aux filles qui restent davantage à la maison ?... Toutes ces hypothèses sont à creuser.

69Il est évident que le matériel démographique dont on dispose (enquêtes EDS ou autres) reste tout à fait insuffisant. Essayer de répondre à de telles questions nécessite de l’observation et, si possible, continue sur l’ensemble des enfants (et non seulement ceux qui survivent), ainsi que des questions beaucoup plus fines et pertinentes sur les comportements et attitudes des communautés, des familles et des conjoints face à la maladie d’un enfant (garçon ou fille), sur leurs attentes et leur vision des rapports entre sexes. On ne pourra comprendre – et résoudre ? – de tels problèmes relevant des rapports de genre uniquement avec de l’artillerie quantitative.

Annexes

Tableau I. Évolution des rapports de masculinité des quotients et des niveaux de mortalité de 0 à 5 ans dans 38 pays et 83 opérations de collecte de 1970 à 1999

Tableau I. Évolution des rapports de masculinité des quotients et des niveaux de mortalité de 0 à 5 ans dans 38 pays et 83 opérations de collecte de 1970 à 1999

Tableau II. Différences entre garçons et filles (1 à 5 ans) en matière de vaccination et de soins dans 33 pays (EDS ou Papchild la plus récente)(%)

Tableau II. Différences entre garçons et filles (1 à 5 ans) en matière de vaccination et de soins dans 33 pays (EDS ou Papchild la plus récente)(%)

Bibliographie

Références bibliographiques

Beninguisse Gervais, 2003, Entre tradition et modernité. Fondements sociaux de la prise en charge de la grossesse et de l’accouchement au Cameroun, Louvain-la-Neuve, Paris, Academia-Bruylant/L’Harmattan.

Biaye Mady, 1994, Inégalités sexuelles en matière de santé, de morbidité et de mortalité dans l’enfance dans trois pays de l’Afrique de l’Ouest, Louvain-la-Neuve, Paris, Academia-Bruylant/L’Harmattan.

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Notes

1 Ce désavantage biologique masculin, dû entre autres à un système immunitaire plus faible, semble néanmoins varier selon le type de maladies et selon l’âge (Waldron, 1998). On manque encore de connaissances sur les processus biologiques précis.

2 Voir Tabutin et Willems (1998) pour un historique occidental sur deux siècles.

3 Enquêtes mondiales de fécondité (EMF), Enquêtes démographiques et de santé (EDS-DHS), Pan Arab Project for Child Development (Papchild).

4 En sont exclus des pays comme la République démocratique du Congo (ex-Zaïre), l’Angola, le Congo, l’Ethiopie, le Gabon, le Lesotho ou la Sierra Leone.

5 En dehors de Maurice et de l’Algérie où sont présentés des résultats tirés de l’état civil.

6 Un exemple avec l’île Maurice (1972) et le Burundi (1987) : ces deux pays ont tous deux 12 % de surmortalité féminine à 1 -5 ans, mais dans le premier, la différence absolue entre risques des garçons et des filles est de 3 ‰ (26 ‰ – 23 ‰), dans le second de 14 ‰ (115 ‰ – 101 ‰).

7 Si pour un niveau de mortalité et une structure de causes de décès donnés, les mortalités « biologiques » conduisent à un rapport de 110, c’est par rapport à ce chiffre que nous devrions nous placer pour parler non plus de sur ou sous-mortalité, mais d’inégalités probables de comportements entre sexes. Ces rapports « biologiques » variant dans l’espace et dans le temps, on se replie sur le plus simple et le plus clair (une base 100) dans les comparaisons internationales et temporelles.

8 Mesurées, il est vrai, sur seulement cinq à dix pays selon les décennies (voir tableau 3).

9 Rappelons que cet échantillon varie d’une décennie à une autre.

10 Seules deux périodes ont été retenues pour garder un maximum de pays dans chacune. Elles correspondent aux dates moyennes de mesure rétrospective des quotients, calculée le plus souvent sur les 10 ans précédant l’enquête. Par exemple, une enquête réalisée en 1988 donne une estimation de mortalité pour 1978-1987 ; elle est centrée sur 1983 et appartiendra donc à la période 1970-1986.

11 Il y en avait dans les enquêtes de 1988 du Zimbabwe et de 1992 de la Namibie (tableau 1 en annexe).

12 Nous renonçons même ici à présenter les coefficients de corrélation.

13 En raison, souvent, du faible effectif des femmes lettrées dans les enquêtes.

14 Résultats non présentés ici issus de l’EDS 1998-1999.

15 Mesurée par M. Biaye comme « le rapport entre le nombre de mères qui préfèrent que leur prochain enfant soit un garçon au nombre de mères préférant qu’il soit une fille » (1994, p. 164).

16 Le niveau de vie des ménages a été calculé à partir de caractéristiques de confort du logement (eau, électricité, matériaux…), de caractéristiques de « richesse » du ménage (biens possédés) et de la proportion d’enfants qui y sont scolarisés. L’ouverture culturelle des mères a été estimée à partir de leur niveau d’instruction, leur type d’occupation, leur comportement en matière de contraception et leur accès aux médias. Ces deux indicateurs composites ont été créés en utilisant deux méthodes complémentaires : l’analyse factorielle des correspondances et l’analyse de classification. Pour le détail, voir G. Beninguisse (2001).

17 Différents découpages de la période infanto-juvénile ont été testés : 0-1 mois et 1-60 mois ; 0-6 mois et 6-60 mois ; 0-1 an et 1 -5ans, Les trois subdivisions conduisent toutes à une surmortalité féminine aux âges les plus élevés. La subdivision qui permettait d’avoir le plus grand nombre d’individus dans la classe où pouvait se trouver une éventuelle surmortalité féminine a donc été retenue, en l’occurrence la première.

18 « Les termes de discrimination et de parti pris figurent dans de nombreux travaux portant sur l’utilisation différentielle des services de santé selon le sexe, souvent favorables aux garçons. Ils laissent supposer une intention délibérée d’offrir à un enfant plus ou moins de soins de santé en fonction de son sexe. Les résultats de la présente étude, comme d’autres par ailleurs, montrent que garçons et filles sont parfois traités différemment. Ces observations statistiques traduisent clairement l’existence d’institutions sociales et de valeurs qui prédisposent les mères et les familles à des comportements qui favorisent un sexe plutôt que l’autre. Mais cette discrimination n’est pas forcément intentionnelle. La famille n’a peut-être jamais conceptualisé le problème de cette manière. Et à supposer qu’elle le fasse, de telles considérations ne sont peut-être pas prioritaires au moment où elle choisit la manière d’aider un enfant malade. En Asie centrale et du Sud, des études ont montré que les cadets, au sein d’une même fratrie, sont délibérément délaissés en faveur de leurs aînés de même sexe. Cette carence de soins n’est peut-être pas un phénomène répandu. Les parents modestes doivent décider de la meilleure façon de soigner un enfant malade, tout en ayant conscience que les coûts (financiers et autres) du traitement éventuel auront un impact négatif immédiat sur d’autres aspects du bien-être familial. Le sexe de l’enfant peut éventuellement peser dans de tels choix difficiles, sans pour autant que cet élément soit consciemment perçu par ceux qui font ces choix. » (Traduit par nous-mêmes).

19 Ils vont entre pays extrêmes de 88 à 127 pour les consultations et de 82 à 123 pour les traitements, avec des moyennes respectives à 104 et 99. Cela en excluant, pour les consultations, le Maroc où l’on se déplacerait presque deux fois plus pour les garçons que pour les filles !

20 Le rapport taille/âge, plus sensible aux variations à long terme de l’état nutritionnel, est un indicateur de malnutrition chronique (ou retard de croissance) alors que le rapport poids/taille permet d’évaluer une malnutrition aiguë (émaciation) : un déficit alimentaire aura comme premier résultat un changement du rapport poids/taille, alors qu’il faudra parfois un an ou plus pour qu’il y ait modification du rapport taille/âge (OMS, 1983).

21 Au Mali, Ch. Mbacké et Eh. LeGrand (1992) observaient une différence significative à 1 % en faveur des garçons en zone urbaine pour les deuxième et troisième doses de vaccins. Au Sénégal, M. Biaye (1994) ne constate pas de différences sexuelles significatives tant pour les taux de couverture que pour les déperditions. En revanche, des différences de calendrier vaccinal en défaveur des filles sont observées au Liberia et au Sénégal.

22 Rappelons qu’il s’agit ici des symptômes morbides présentés par les enfants âgés de moins de 3 ans au cours des deux semaines précédant l’enquête.

Table des illustrations

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Titre Tableau 1 ⦁Rapports (%) de masculinité des quotients de mortalité par âge et rapports calculés à partir de tables-types correspondant aux espérances de vie par sexe(a)
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Titre Tableau 2 ⦁ Rapports moyens (%) de masculinité des quotients et niveaux (quotients ‰) de mortalité (sexes réunis) par âge, région et période
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Titre Tableau 3 • Évolution de la surmortalité féminine entre I et 5 ans : nombre de pays par région et niveau des taux(a)
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Titre Tableau 4 ⦁ Quotients (‰) de mortalité (sexes réunis) et rapports (%) de masculinité des quotients infantiles et juvéniles par régions
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Titre Tableau 5 • Niveaux et différences de mortalité entre sexes à 1 -5 ans 19 pays : tendances des années 1970-1985 aux années 1986-1997(a)
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Titre Figure 1 ⦁ Dispersion entre pays et médianes des rapports de masculinité de la mortalité entre 1 et 5 ans avant 1986 et après 1986
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Titre Tableau 6 • Nombre de pays et d’enquêtes présentant une surmortalité féminine entre 1 et 12 mois et entre 1 et 5 ans en 1986-1997 selon le niveau de surmortalité(a)
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Titre Figure 2 • Relation entre la surmortalité masculine ou féminine entre 1 et 12 mois et entre 1 et 5 ans (55 enquêtes entre 1975 et 1997, 33 pays)
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Titre Figure 3 ⦁ Relation à moins d’un an entre la surmortalité masculine et le niveau de mortalité infantile (81 enquêtes entre 1975 et 1997)
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Titre Figure 4 ⦁ Relation entre la surmortalité masculine ou féminine à 1-5 ans et les quotients de mortalité de 0 à 5 ans, sexes réunis (78 enquêtes entre 1975 et 1997)
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Titre Tableau 7 ⦁ Niveaux (‰) de mortalité infanto-juvénile (sexes réunis) et rapports (%) de masculinité des quotients à différentes périodes
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Titre Tableau 8 • Risques de mortalité de 1 à 60 mois (pour 1 000 survivants à 1 mois) des générations 1974-1986 et 1981-1993 selon sexe, instruction et niveau de vie. Rapports de masculinité des quotients et écarts-réduits
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Titre Tableau 9. Soins de santé des enfants selon le sexe dans 33 pays africains ayant une enquête EDS ou Papchild récente (années 1990)
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Titre Tableau 10. Comportements en matière de soins de santé des enfants et malnutrition selon le sexe (%)
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Titre Tableau I. Évolution des rapports de masculinité des quotients et des niveaux de mortalité de 0 à 5 ans dans 38 pays et 83 opérations de collecte de 1970 à 1999
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Titre Tableau II. Différences entre garçons et filles (1 à 5 ans) en matière de vaccination et de soins dans 33 pays (EDS ou Papchild la plus récente)(%)
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Auteurs

Économiste et démographe, professeur ordinaire à l’Institut de démographie de l’Université catholique de Louvain (Belgique) et, depuis 2003, président du département des Sciences de la population et du développement. Ses recherches portent essentiellement sur les théories et les transitions sociodémographiques passées et contemporaines, en particulier celles de la fécondité et de la mortalité dans les pays du Sud, sur les méthodes de collecte et d’analyse des données, ainsi que sur les interrelations entre population, environnement et développement, et entre pauvreté et démographie. Elles concernent notamment l’Afrique subsaharienne et le monde arabe.
Tabutin@demo.ucl.ac.be

Démographe, professeure à l’Institut de Démographie, Université catholique de Louvain, Louvain-la-Neuve (Belgique). Elle enseigne et mène des recherches sur la santé de la reproduction et plus spécifiquement la santé fœto-infantile, y compris sous l’angle des conséquences d’une fécondité tardive ainsi que sur les trajectoires de santé des personnes âgées en relation avec leur environnement physique et social.
Gourbin@demo.ucl.ac.be

Démographe, spécialiste en santé publique, Institut de formation et de recherches démographiques (Iford), Yaoundé (Cameroun). Ses recherches portent principalement sur la relation entre population et santé, particulièrement dans le domaine de l’accès et de la qualité des soins de santé de la reproduction en Afrique.
Gbeninguisse@yahoo.fr

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