Les déterminants de la complétude vaccinale des enfants de moins de cinq ans au Bénin

4.2 MODÈLE PAS À PAS D'EXPLICATION DE LA COMPLETUDE VACCINALE DES ENFANTS DE MOINS DE CINQ ANS

Afin de déterminer les effets additifs, inhibiteurs et concomitants des groupes de variables, nous avons introduit pas à pas les variables de contexte (département et milieu de résidence de la mère), ensuite les variables liées au modèle culturel (l'ethnie, la religion et le milieu de socialisation de la mère), puis les caractéristiques individuelles de la mère (l'instruction et l'activité économique), les caractéristiques du ménage (le niveau d'instruction du conjoint et le niveau de vie du ménage) ; les variables liées à la culture sanitaire de la mère (accès à l'information et nombre de consultations prénatales) et enfin les facteurs de susceptibilité (le sexe et le rang de naissance de l'enfant). Il faut noter qu'au fur et à mesure de l'introduction des blocs de variables la valeur du « -2loglikehood^15(*) » diminuait, ce qui indique l'amélioration de la vraisemblance des modèles.

Ø Ainsi dans le premier modèle, nous avons introduit le département de résidence et le milieu de résidence de la mère. Ces deux variables expliquent 6,5% de la variance de complétude vaccinale et sont significatives au seuil de 1%. Par rapport au modèle brut, les chances des enfants de mères résidant dans les différents départements et milieux de résidence du Bénin par rapport à ceux dont les mères résident dans le département du Couffo et en milieu rural en matière de complétude vaccinale évoluent dans des sens indéterminés. Toutefois, le seuil de la significativité de la différence de chance d'être complètement vacciné existant entre les enfants de mères résidant dans le département de l'Atacora et du Couffo est passé de 1% au niveau brut à 5% dans le modèle 1. Le seuil de significativité remarqué au niveau du modèle brut était dû en fait au milieu de résidence.

Ø Après insertion dans le modèle 1 de l'ethnie, de la religion et du milieu de socialisation de la mère, nous avons obtenu un modèle 2 de R² = 11,2% et significatif au seuil de 1%. Par rapport au modèle 1, nous observons une augmentation du R² ; cela prouve que les nouvelles variables introduites ont un pouvoir explicatif important et améliorent notre modèle. Les différences en terme de chance d'être complètement vacciné se sont estompées entre les enfants de mères résidant dans les départements de l'Alibori et du Zou, et les enfants de mères résidant dans le département du Couffo pris comme référence. Le seuil de significativité de ces différences est passé respectivement de 5%, 1%, 1% et 1% à 10%, 5%, 5% et 10% pour les enfants de mères résidant respectivement dans les départements de l'Atacora, de l'Atlantique, du Borgou et des Collines. Notons par ailleurs que le rapport de chance du département du Plateau est passé de non significatif à une significativité au seuil de 10%. Par rapport au modèle 1, les chances des enfants de mères résidant dans les différents départements et milieux de résidence du Bénin par rapport à ceux de mères résidant dans le département du Couffo et milieu rural en matière de complétude vaccinale évoluent dans des sens indéterminés. Certaines modalités ont vu leur niveau de significativité changer en passant du modèle 1 au modèle 2 par rapport à leurs références. En fait le niveau de significativité antérieur de ces modalités n'étaient pas dus à leur variable, mais aux nouvelles variables entrées dans le modèle 2.

Ø Le modèle 3 à été obtenu après insertion dans le modèle 2 du niveau d'instruction de la mère et de son activité économique. Le modèle 3 explique 12% de la variance de complétude vaccinale des enfants de moins de cinq ans et est significatif au seuil de 1%. Par rapport au modèle 2, nous observons une augmentation du R² ; cela prouve que les nouvelles variables introduites ont un pouvoir explicatif important et améliorent notre modèle. Les différences en terme de chance d'être complètement vacciné se sont estompées entre les enfants de mères résidant dans les départements de l'Atlantique et les enfants de mères résidant dans le département du Couffo. Ce même phénomène s'est observé entre les enfants dont les mères pratiquent la religion musulmane et ceux dont les mères sont de religion traditionnelle pris comme référence. Cela résulte de l'effet inhibiteur de l'activité économique et du niveau d'instruction de la mère sur les modalités de ces variables. Par ailleurs, la variable milieu de socialisation qui était non significative au niveau du modèle 2 est devenu significative au seuil de 5% au niveau du modèle 3. Les nouvelles variables entrées exercent donc un effet additif sur cette variable dans l'explication de la complétude vaccinale des enfants de moins de cinq ans.

Ø Le modèle 4 à été obtenu après insertion dans le modèle 3 du niveau d'instruction du conjoint de la mère de l'enfant et du niveau de vie du ménage. Ce modèle explique 13,6% de la variance de complétude vaccinale des enfants de moins de cinq ans et est significatif au seuil de 1%. Par rapport au modèle 3, nous observons une augmentation du R² ; cela prouve que les nouvelles variables introduites ont un pouvoir explicatif important et améliorent notre modèle. Les différences en terme de chance d'être complètement vacciné se sont estompées entre les enfants de mères résidant dans les départements de l'Atacora, du Borgou et des Collines et les enfants de mères résidant dans le département du Couffo. Ce même phénomène s'est observé entre les enfants de mères du milieu urbain et ceux de mères résidant en milieu rural. La variable niveau d'instruction de la mère qui était significative au seuil de 1% dans le modèle 3 est significative au seuil de 10% dans le modèle 4. Les différences en terme de chance d'être complètement vacciné se sont estompées entre les enfants dont les mères ont atteint le niveau d'instruction primaire et supérieur et ceux dont les mères n'ont aucun niveau d'instruction. Aussi la variable activité économique de la mère qui était significative au niveau du modèle 3 est-elle non significative au niveau du modèle 4 en terme d'explication de la complétude vaccinale des enfants de moins de cinq ans. Tous ces résultats prouvent que les nouvelles variables exercent un effet inhibiteur sur les autres variables présentées au niveau du modèle 3.

Ø Après insertion dans le modèle 4 de l'accès à l'information et du nombre de consultations prénatales qu'a effectuées la mère au cours de sa grossesse, nous avons obtenu un modèle 5 de R² = 17,7% et significatif au seuil de 1%. Par rapport au modèle 4, nous observons une augmentation du R² ; cela prouve que les nouvelles variables introduites ont un pouvoir explicatif important et améliorent notre modèle. Les différences en terme de chance d'être complètement vacciné se sont estompées entre les enfants de mères résidant dans les départements du Plateau et les enfants de mères résidant dans le département du Couffo. Ce même phénomène s'est observé entre les enfants dont les mères sont d'ethnie adja et ceux dont les mères sont d'ethnie peulh, les enfants de mères de religion catholique et les enfants de mères de religion traditionnelle, les enfants de mères socialisées dans une autre ville et ceux de mères socialisées au village. La variable niveau d'instruction du conjoint qui était significative au niveau du modèle 4 est devenue non significative au niveau du modèle 5. Par contre, les départements de l'Atacora, du Borgou et des Collines qui étaient non significatives dans le modèle 4 sont devenues significatives respectivement au seuil de 10%, 1% et 10% dans le modèle 5. Tous ces résultats prouvent que les nouvelles variables exercent un effet inhibiteur sur certaines variables du modèle 4 et un effet additif sur d'autres.

Ø Après insertion dans le modèle 5 du sexe et du rang de naissance de l'enfant, nous avons constaté que le R² et la significativité du modèle ne changent pas. Aussi, ces dernières variables introduites ne sont-elles pas significatives de façon différentielle par rapport à leur modalité de référence dans l'explication de la complétude vaccinale des enfants de moins de cinq ans. Nous retiendrons donc que ce modèle est adéquat et sera utilisé pour analyser les effets nets des variables explicatives.

* 15 ^_ C'est la valeur de la log vraisemblance multipliée par (-2). Plus, elle est faible, mieux le modèle est proche de la réalité.