ET LA COOPÉRATION INTERNATIONALE Le Secrétariat d'État aux Finances, au Plan et à la Coopération internationale. Les travaux de recensement ont commencé en janvier 1987 avec la conception méthodologique, suivie d'une cartographie sur le terrain, qui a duré un an. L'analyse des données du recensement a été réalisée sous forme d'un séminaire-atelier du 7 au 31 octobre 1991 à M'baïki, ville située à une centaine de kilomètres de la capitale, avec l'appui du PNUD et de l'UNICEF.
La publication des rapports d'analyse constitue l'étape finale qui témoigne du succès de cette opération de très grande envergure, telle que le recensement général de la population. Le thème Mortalité est l'un des objectifs du recensement général de la population en lien avec l'étude du mouvement naturel de la population. L'un des objectifs du Recensement Général de la Population de 1988 (RGP 88) est de mieux comprendre les caractéristiques démographiques de la population et plus particulièrement de mieux évaluer le niveau, la structure, la structure et l'évolution de la mortalité de la population.
En améliorant la connaissance du phénomène de mortalité au sein de la population centrafricaine, cette étude contribuera sans aucun doute à formuler une politique cohérente dans ce domaine. L'analyse du contexte et de l'environnement socio-sanitaire de la République Centrafricaine en 1988 permettra de comprendre et de mieux apprécier les différents niveaux de mortalité qui seront identifiés.
I : METHODOLOGIE, CONCEPTS ET DEFINITIONS ET EVALUATION DES DONNEES
- Méthodologie
- Concepts et Définitions
- Brève présentation des résultats de 1'évaluation des données
- Structure par âge et sexe
- Situation d'ensemble
- Structure de la mortalité par milieu de résidence
- Evolution de la structure de la mortalité par âge et sexe depuis 1975
- Urbain 6 3 , 7 1 9 , 7
- Mortalité des enfants de moins de 5 ans ■
- Mortalité maternelle
Le niveau de mortalité sera mesuré par le taux brut de mortalité (CMR) et l'espérance de vie à la naissance (eO). Les paragraphes suivants aideront à déterminer la structure par âge et sexe de la mortalité en République Centrafricaine par rapport à cette tendance générale. En regardant le graphique n°1, on remarque que la structure de la mortalité en République Centrafricaine suit le schéma général d'évolution des taux de mortalité par âge et sexe observé dans les pays à forte mortalité.
En regardant les graphiques n°2 et n°3, on constate que la structure de la mortalité selon les zones de résidence n'est pas très différente du modèle observé au niveau national. Ce constat ne permet pas d'étudier l'évolution de la structure par âge et par sexe de la mortalité de 1975 à 1988. Tableau no. 2 Structure de la mortalité des enfants de moins de 5 ans en RCA par sexe.
Tableau No 3 Structure de la mortalité des enfants de moins de 5 ans en milieu urbain de la RAS par sexe pour mille) Masculin Féminin Les deux sexes IMR 1Q0 Tableau No 4 Structure de la mortalité des enfants de moins de 5 ans en milieu rural de la RCA par genre. Le taux de mortalité maternelle (TMM) est le rapport entre les décès dus à des causes maternelles au cours d'une période donnée et les naissances vivantes au cours de la même période.
Si l’on admet que l’hypothèse moyenne reflète la situation en RCA, le taux de mortalité maternelle serait de 683 pour 100 000 naissances vivantes.
Méthodologie et indicateurs clés
Différences de mortalité entre les préfectures
- Mortalité infantile
- Mortalité générale par préfecture a) Espérance de vie à la naissance
Les explications de la forte mortalité infantile observée dans la Haute-Kotto et le Mbomou incluraient l'insuffisance de la couverture sanitaire de la population infantile, la malnutrition (qui constitue un problème de santé publique dans tout le pays) et l'insuffisance d'eau potable ; Ces deux préfectures ont connu un faible taux de natalité en 1988 (respectivement 36,9 pour mille, 36,4 pour mille et 29,2 pour mille). Les arguments évoqués ci-dessus pour tenter d'expliquer le niveau élevé de mortalité infantile restent valables au regard de la situation dans les préfectures de Kémo et de Basse Kotto. L’un des indicateurs utilisés pour analyser les différences géographiques de mortalité est l’espérance de vie à la naissance, qui mesure les différences de mortalité globale.
En 1975, dans les préfectures de Basse-Kotto, Haut-Mbomou, Nana-Gribizi, Ouham et Sangha-Mbaeré, l'espérance de vie à la naissance était inférieure à la moyenne nationale. D’une manière générale, l’insuffisance de la couverture sanitaire de la population expliquerait également le faible niveau d’espérance de vie à la naissance dans les huit préfectures citées ci-dessus par la mortalité infantile. Trois de ces huit préfectures sont les plus grands foyers de maladie du sommeil en RCA, une maladie qui touche les femmes, les hommes et les enfants et qui est le plus souvent mortelle en l'absence de traitement ; Il s'agit des préfectures du Haut-Mbomou, de l'Ouham et de la Sangha-Mbaeré.
Cependant, le taux de mortalité est un indicateur de mortalité fortement influencé par la structure par âge de la population et ne peut être comparé entre les préfectures car la structure par âge varie d'une préfecture à l'autre. L'effet de la structure par âge devrait être annulé en calculant les taux comparatifs sur la base de la structure standard de la population. L'espérance de vie à la naissance, inférieure au niveau national dans les préfectures de l'Ouham-Pendé et de la Vakaga en 1975, dépassait la moyenne nationale en années dans l'Ouham-Pendé et 51,9 ans dans la Vakaga).
L’argument de la baisse de la mortalité infantile dans l’Ouham-Pendé reste également valable pour l’augmentation de l’espérance de vie à la naissance. La situation de la Vakaga semble paradoxale, compte tenu des facteurs importants qui ont pu contribuer à la diminution de l'espérance de vie à la naissance : une couverture sanitaire insuffisante, le taux d'alphabétisation de la population à Sango, quasi nul, l'enclavement de la région, le taux de natalité élevé. , la forte mortalité infantile , et surtout quand on sait que de 1975 à 1988 aucune activité sanitaire à grande échelle n'a été menée dans cette région. Cette augmentation exceptionnelle de 13,9 ans de l'espérance de vie à la naissance en l'espace de 13 ans (soit une augmentation annuelle moyenne de 1,07 an) ne pouvait s'expliquer que par une sous-estimation des décès dans cette région en 1975.
Les différents indicateurs de mortalité, obtenus à partir des données des recensements de 1975 d'une part et de 1988 d'autre part, montrent que la mortalité dans la RAS est en baisse ; cependant, le niveau de ces indicateurs reste élevé, notamment en milieu rural. Même s’il diminue en RCA, le taux de mortalité reste toujours élevé, comparé à la situation de certains pays d’Afrique centrale. Cette baisse de la mortalité s'explique en partie par l'amélioration relative des conditions socio-économiques.
EVALUATION DES DONNEES SUR LA MORTALITE
NATURE ET QUALITE DES DONNEES
- Résultats obtenus
- Ampleur de la sous-déclaration des décès
- Naissances des 12 derniers mois et décès de moins d'un an survenus au cours des 12 derniers mois
- Importance du sous-enregistrement des décès (méthode (analytique d'évaluation de l'enregistrement des décès)
- Quel modèle de mortalité pour la RCA ?
- Méthodes indirectes
- Enfants nés vivants et enfants décédés
- Survie des parents (estimation de la mortalité adulte)
La méthode directe présente également l'avantage d'avoir été utilisée lors du recensement général de la population de 1975. Étant donné que le taux de mortalité totale est influencé par la structure par âge de la population, il est assez difficile de tirer des conclusions sur l'évolution de la mortalité sur la base de cet indicateur. seul. Les taux de mortalité diminuent rapidement avec l'âge et atteignent leur minimum entre 10 et 15 ans et augmentent progressivement, de sorte que la courbe de mortalité prend la forme d'un J (graphique n°Al).
Bien que cette hypothèse n'ait pas été vérifiée, on peut retenir la dernière hypothèse, qui nécessite que les calculs soient effectués sur la base d'une bonne structure de la population (pas d'erreurs de classification par tranche d'âge). L'application de la méthode utilisant la croissance apparente de la population observée entre les deux recensements de 1975 produit les résultats présentés dans le tableau no A3. Le taux d'exhaustivité de l'enregistrement de la mortalité est de 64%, en fonction de la véracité du taux de croissance démographique.
Au moins deux raisons ne militent pas en faveur de la confirmation des résultats obtenus par cette méthode. En faisant passer celui-ci de 2,0% à 2,5%, le taux de couverture calculé par cette méthode appelée « solde de croissance démographique varie de 45% à 64%, ce qui n'est pas négligeable dans les indicateurs de taux de mortalité. Des tableaux standards permettent d'identifier les indices de la niveau de mortalité aux différents âges d'une génération (généralement fictif), basé sur des données globales ou fragmentaires.
Il faut donc comparer les taux de mortalité par âge dans la RAS avec les normes des tables standards. Lorsqu’on se réfère uniquement au modèle Coale Demeny habituellement utilisé en Afrique, le modèle du Nord semble mieux correspondre à la structure de mortalité observée en RCA. Les facteurs de correction issus de la méthode du « bilan de croissance démographique » ne s’appliquent pas avant l’âge de 5 ans.
La parité moyenne augmente rapidement avec l'âge de la mère ; Cependant, pour les femmes plus âgées (45-49 ans), la parité est plus faible que pour les femmes plus jeunes (40-44 ans) (tableau 3) : cela signifie que les naissances vivantes ont été abandonnées. L'augmentation de la proportion d'enfants décédés par rapport à l'âge de la mère indique une nouvelle diminution de la mortalité et révèle une mortalité significativement plus élevée chez les jeunes (0 - 5 ans) 10 à 15 ans avant le recensement. Les indices de mortalité pour ce groupe d'âge, calculés à partir de la proportion d'enfants survivants parmi les naissances vivantes, sont les suivants :
Dès lors on peut recourir à l'autre solution qui consiste à choisir une « famille » de tables de mortalité standards ; on sait que chaque q(5) détermine un niveau de mortalité au sein de la famille choisie. Le niveau de mortalité adulte sera mesuré par les probabilités de survie conditionnelles, c'est-à-dire les probabilités de survie jusqu'à l'âge x lorsque la population cible a déjà survécu jusqu'à l'âge y (y < x), et d'ici 20Q40 pour les hommes et 20Q25 pour les femmes.
SERIES DES TAUX DE MORTALITE PAR AGE TIRES DES TABLES- TYPE
PARTICIPANTS A L'ANALYSE
