Pauvreté, santé et genre en RDC.

3.3. Résultats et discussions

Les valeurs numériques des coefficients n'ont pas d'interprétation directe mais leurs signes (positifs ou négatifs) sont interprétables¹. Le signe permet de savoir si la probabilité de la mortalité des enfants est une fonction croissante ou décroissante de la variable explicative correspondante (toutes

u :

choses égales par ailleurs).

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Tableau 3.2 : Résultats de la régression du modèle Logit.

VARIABLES	MODELE 1 MODELE 2
	Coefficient	z-Statistic	OR^69 Coefficient	z-Statistic	OR
Variables démographique
Instruction de la mère
Primaire Secondaire	-0.472095* -0.440080*	-4.688159 -4.541419	0.623 -0.396073* 0.643 -0.319994*	-3.941054 -2.051971.	0.672 0.726
Age de la mère
25-29ans 30-34ans 35-39ans 40-44ans 45-49ans	-0.091194* 0.997937* 0.293913* 1.339572* 1.150813	-0.497608 1 .4070 4.89951 14.62827 19.73462	0.912 -0.126484* 2.712 0.672484* 1.341 0.201744* 3.817 1.401713* 3.160 0.790567	-0.773555 0 .670807 1.175132 5.325968 9.62311	0.881 1.955 1.223 4.062 2.204
Instruction du père
Primaire Secondaire	-0.256288* -0.214517*	-1.482319 -1.221069	0.773 -0.250447* 0.806 -0.230410*	-1.287459 -0.205762	0.778 0.794
Variables socio-économiques
Femme chef de ménage Homme chef de ménage	0.318594* -0.292770*	10.13763 -5.109573	1.375 0.774526* 0.745 -0.063363*	10.16940 -5.194884	2.169 0.938
Niveau de vie du ménage
Moyen Pauvre	0.080028* 0.225563*	1.198512 0.291590	1.083 0.092788* 1.253 0.249900*	0.725772 0.635361	1.097 1.284
Variables communautaires
Vaccination Diarrhée	0.032129 0.031280	0.774992 0.460154	1 - 1 -	- -	- -
Log de Vraisemblance - 1879.2308 -1879.6621

Source : estimations obtenues à partir des données EDS-RDC, 2007.

(*) indique que le coefficient est significativement différent de zéro au seuil de 5%.

Le tableau 3.2 reprend les résultats de la régression logistique de la variable taux de mortalité infantile sur les variables démographiques (Instruction de la mère, Age de la mère, Instruction du père), socioéconomiques (Femme chef de ménage, Homme chef de ménage, et Niveau de vie), et communautaires (Vaccination et Diarrhée).

⁶⁹ OR (Odds ratio) sont le rapport des probabilités données ou encore le rapport des chances.

Il se calcule par : OR= ( )=ez

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Le modèle I est obtenu en estimant le logit de la mortalité des enfants à partir des toutes les variables auxquelles le taux de mortalité des enfants est associé. Ce modèle renseigne que les variables communautaires (Vaccination et diarrhée) sont non-significative. Cela s'explique par une couverture vaccinale assez élevée pour les enfants avant leur premiers anniversaires soit 72% ⁷⁰ et du fait que la plupart des cas de diarrhée n'étant pas enregistré.

Cependant, le modèle II est obtenu en estimant le logit de la mortalité infantile après avoir éliminé les variables non-significatives qui sont des variables communautaires à savoir : la Vaccination et la Diarrhée qui représentent les variables communautaires. A la lecture des résultats obtenus, les variables Instruction de la mère, Age de la mère, Instruction du père ; Femme chef de ménage, Homme chef de ménage et Niveau de vie expliquent significativement la mortalité infantile.

Par ailleurs, le modèle I et le modèle II ne sont pas différent comme l'atteste le test du rapport de vraisemblance :

2* [-LogVR1-(-LogVR2)] =2*[-1879,6621-(-1879,2308)]= -0,862

Le Chi2 de la table est ÷2 (0,05 ; dl=26) = 38,885 ; Ainsi, La valeur de Chi2 étant supérieure à celle du rapport de vraisemblance (38,885>-0,862), de ce fait le modèle I ne se diffère pas du modèle II. D'où l'indifférence qu'il y a dans ce cas, quant au choix du modèle à retenir. Par principe de parcimonie, nous choisissons le modèle II. Ainsi, la mortalité infantile dépend de l'Instruction de la femme, l'Age de la femme, l'Instruction de l'homme, la femme chef de ménage, l'homme chef de ménage et le niveau de vie.

En outre, l'estimation économétrique des déterminants de la mortalité infantile fournit des résultats intéressants qui appellent les commentaires ci-après.

⁷⁰ MINISTERE DU PLAN, Enquête Démographique et de santé, RDC, 2007, pp.502.

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Premièrement, s'agissant des variables individuelles, on constate que le niveau d'instruction de la mère ; et celui du père sont inversement reliés au taux de mortalité des enfants, ce que renseigne le signe négatif associé à leurs coefficients respectifs. A cet effet, la mère et le père ayant fait des études secondaires ont respectivement 0,726 et 0,794 fois plus de chance de faire baisser la mortalité infantile qu'une mère et un père qui n'ont fait que l'école primaire. Nos résultats sur l'effet positif de l'instruction de la mère sur l'état sanitaire de l'enfant sont comparables à ceux obtenus pour d'autres pays en développement comme les Comores⁷¹ et la Côte d'Ivoire⁷².

En ce qui concerne l'âge de la mère, il exerce une influence significative sur la mortalité des enfants. En effet, les estimations par le logit confirment le fait que plus la mère est âgée, plus l'enfant une grande probabilité de décéder. Ainsi, pour un enfant dont la mère est âgée de 40-44ans ; le risque qu'il décède est de 4,062 fois. Tandis que pour la mère âgée de 25-29ans, le risque de décès de l'enfant est 0,881 fois.

Deuxièmement, toutes les variables socioéconomiques semblent avoir un impact significatif sur la mortalité infantile. Ainsi, alors qu'un ménage dirigé par une femme a 2,169 fois de chance d'avoir de cas de décès infantile celui géré par un homme, a 0,938 fois de chance de connaitre de cas décès infantile. La comparaison faite entre un ménage dirigé par une femme et un ménage dirigé par un homme renseigne que le second a 1,231 fois plus de chance de ne pas connaitre de cas de décès infantile. De ce fait, la mortalité des enfants est liée au sexe du chef de ménage. Ce qui confirme la première hypothèse faite à l'introduction de ce travail.

⁷¹ LACHAUD, J.-P., Modélisation des déterminants de la mortalité des enfants et pauvreté au Comores , in Pauvreté monétaire et privations des capacités en Afrique. Contribution à l'analyse des interactions, Pessac, Centre d'économie du développement, 2002.

⁷² ESSO, J.-C., « Les déterminants de la mortalité des enfants de moins de cinq ans en Côte d'Ivoire » in European Scientific Journal January, vol.9, N^°.2, 2013.

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Quant aux variables relatives au Niveau de vie, elles sont statistiquement significatives. Ainsi, un enfant issu d'un ménage pauvre a 1,284 fois de chance de décéder contrairement à un enfant appartenant à un ménage moyen dont la probabilité de décès est de 1,097. A cet égard, il s'observe que le niveau de vie du ménage a une incidence sur la mortalité infantile. Ces résultats viennent confirmer la deuxième hypothèse qui fonde cette recherche.

CONCLUSION

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De nombreux travaux ont étudié les effets de la pauvreté sur la santé. Dans cette recherche, l'objectif principal était d'examiner l'influence de la pauvreté sur la santé en RDC partant d'une approche genre.

Pour mieux appréhender cette problématique, nous avons formulé une question de recherche, celle de savoir quel est l'influence de la pauvreté sur la santé dans une perspective de genre ? Partant de cette question d'étude, nous avons émis deux hypothèses suivantes : La mortalité des enfants est liée au sexe du chef de ménage, Le niveau de vie du ménage a une incidence sur la mortalité des enfants.

Comme méthodologie de recherche, nous avons recouru à trois types de méthode à savoir : la méthode systémique, la méthode descriptive et la méthode explicative. En outre, ces méthodes se sont accompagnées des techniques documentaires et économétriques.

Notre travail a été réparti en trois chapitres. Le premier chapitre a présenté les généralités sur la pauvreté, la santé et le genre ; le deuxième chapitre a porté sur l'analyse de la pauvreté, de la santé et du genre en RDC; enfin le troisième chapitre analyse empiriquement la relation entre la pauvreté, la santé et le genre en RDC.

Ainsi, l'analyse empirique faite à partir du modèle logit de la variable taux de mortalité infantile sur les variables : démographiques (Instruction de la mère, Age de la mère, Instruction du père), socioéconomiques (Femme chef de ménage, Homme chef de ménage, et Niveau de vie), et communautaires (Vaccination et Diarrhée) a attesté que seules les variables : démographiques (Instruction de la mère, Age de la mère, Instruction du père), socioéconomiques (Femme chef de

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ménage, Homme chef de ménage et Niveau de vie) expliquent significativement la mortalité infantile.

En effet, l'Instruction de la mère et du père a un effet positif sur la mortalité infantile. A cet égard, la mère et le père ayant fait des études secondaires ont respectivement 0,726 et 0,794 fois plus de chance de faire baisser la mortalité infantile qu'une mère et un père qui n'ont fait que l'école primaire. De ce fait, l'impact de l'Instruction secondaire est plus significatif.

En ce qui concerne l'Age de la mère, il exerce une influence significative sur la mortalité des enfants. En effet, la mortalité des enfants s'accroit avec l'Age de la mère. Ainsi, pour un enfant dont la mère est âgée de 40-44ans ; le risque qu'il décède est de 4,062 fois. Tandis que pour la mère âgée de 25-29ans ; le risque de décès de l'enfant est 0,881 fois.

Par ailleurs, les variables socioéconomiques ont une influence sur la mortalité des enfants. Les estimations économétriques rapportent qu'un ménage dirigé par une femme a 2,169 fois de chance d'avoir de cas de décès infantile. Par contre, celui géré par un homme, a 0,938 fois de chance de connaitre de cas décès infantile. La comparaison faite entre un ménage dirigé par une femme et un ménage dirigé par un homme renseigne que le second a 1,231 fois plus de chance de ne pas connaitre de cas de décès infantile. Ce qui confirme la première hypothèse de ce travail.

Toutefois, l'un des résultats empiriques auxquels nous sommes parvenus dans ce travail révèle que les variables relatives au Niveau de vie ont une incidence sur la mortalité infantile. Ainsi, un enfant issu d'un Ménage pauvre a 1,284 fois de chance de décéder contrairement à un enfant appartenant à un Ménage moyen

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dont la probabilité de décès est de 1,097. Ces résultats viennent confirmer la deuxième hypothèse de ce travail.

Ainsi, nous formulons les recommandations suivantes à l'endroit du gouvernement et des autorités sanitaires :

- Mettre en place des politiques qui encouragent les femmes à procréer pendant leurs jeunes âges ;

- Mettre en place des politiques qui prennent davantage en compte l'amélioration du bien-être des femmes et des enfants, et leur accès aux services de santé ;

- Assurer la continuité des efforts en matière de santé communautaire, et ce à travers les différents programmes en cours dans le secteur de la santé ;

- Définir des politiques de lutte contre la pauvreté intégrant des volets sanitaires qui visent prioritairement un plus grand accès des populations aux services de santé notamment l'instauration de l'assurance maladie sinon de mutuelles de santé.

Ce qui, en effet, tendra à réduire les taux de décès des enfants en RDC et à permettre l'accès de tous aux soins de santé.

Nous espérons avoir contribué à étendre le champ de la connaissance concernant les liens entre la pauvreté et la santé et ce, dans une approche de genre puisque les travaux empiriques dans ce domaine restent peu développés en RDC. Cela ouvre d'ailleurs la voie à d'autres chercheurs pour des investigations approfondies sur cette thématique.

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