Introduction à l’analyse de la mortalité maternelle

Contexte

La mortalité maternelle est depuis longtemps un problème sérieux pour les services nationaux de santé, mais son importance s’est encore accrue depuis une vingtaine d’années avec la définition d’objectifs quantitatifs. Pendant cette période, la communauté internationale a régulièrement énoncé des objectifs de réduction de la mortalité maternelle en termes de Rapport de Mortalité Maternelle (RMM), soit le nombre de décès maternels pour 100 000 naissances vivantes. En 1990, le Sommet mondial pour les Enfants a proposé comme objectif la réduction de moitié du RMM entre 1990 et 2000. En 1994, la Conférence internationale sur la Population et le Développement (ICPD) a confirmé cette résolution et y a ajouté l’objectif supplémentaire, à plus long terme, de réduire encore le RMM de moitié entre 2000 et 2015. En 2000, le Sommet du Millénaire a fait de la résolution de l’ICPD le cinquième Objectif du Millénaire pour le Développement (réduction de la mortalité maternelle). L’ambition était ainsi de réduire le RMM de trois quarts entre 1990 et 2015. Le rapport 2011 de la Commission d’information et de responsabilisation pour la santé de la femme et de l'enfant [1], instituée par le Secrétariat général des Nations Unies, a réaffirmé qu’il était important de faire régulièrement le point sur le RMM, retenu parmi les onze indicateurs de la santé de la mère, du nouveau-né et de l’enfant. Il est donc clair que la mesure de la mortalité maternelle bénéficie d’une très haute priorité. Ce chapitre en présente les principales modalités.

Définition

La 1o^e Révision de la Classification internationale des maladies (CIM-10) [2] définit ainsi le décès maternel : « Un décès maternel est défini comme le décès d’une femme en cours de grossesse ou dans les 42 jours suivant un avortement, quels que soient la durée et le type de la grossesse, dû à toute cause associée à la grossesse ou aggravée par la grossesse ou son traitement, à l’exception des causes accidentelles ou accessoires. » La mesure des décès maternels suppose donc la détermination de leurs causes, question qui n’est pas évoquée ailleurs dans ce manuel. Les décès maternels se répartissent en décès dus à une cause obstétrique directe (principalement l’hémorragie, la dystocie d’obstacle, l’éclampsie, la septicémie et les complications d’avortement) et décès dus à une cause obstétrique indirecte (décès associés à la grossesse chez des femmes présentant un problème de santé, préexistant ou apparu récemment, aggravé par la grossesse ou par l’accouchement).

La mesure de la mortalité maternelle constitue un problème majeur dans les pays où l’enregistrement des naissances et des décès n’est pas suffisamment complet (Graham, Ahmed, Stanton et al., 2008), non seulement parce que certains décès ne sont pas enregistrés, mais aussi parce qu’on a besoin d’établir la cause du décès (voir, par exemple, Mathers, Fat, Inoue et al., 2005). La cause d’un décès est déterminée de préférence par un médecin présent au moment de la mort ou peu après, mais bien des décès surviennent en l’absence d’un médecin. De plus, même certifié par un médecin, un décès survenu hors de la salle d’accouchement peut être erronément attribué à une cause non-obstétrique. Certains progrès ont été obtenus ces dernières années avec le développement et la mise en œuvre des techniques d’autopsie verbale, par lesquelles on demande aux membres de la famille de décrire les signes et les symptômes observés autour du décès, mais il y a encore beaucoup de controverses sur le bon fonctionnement de ces méthodes (Chandramohan, Rodrigues, Maude et al., 1998). La description des outils de l’autopsie verbale et de son analyse dépasse le cadre de ce manuel.

En partie à cause de la difficulté d’identifier correctement les décès maternels, la CIM-10 définit aussi le ‘décès lié à la grossesse’ comme tout décès survenu au cours de la grossesse, lors de l’accouchement ou dans les 42 jours suivant la fin de la grossesse, quelle qu’en soit la cause. La rubrique ‘décès liés à la grossesse’ inclut donc tous les décès maternels plus les décès dus à des causes accidentelles ou accessoires, qui sont exclus de la rubrique ‘décès maternels’. La catégorie ‘décès liés à la grossesse’ présente l’avantage d’être plus facile à mettre en œuvre, car elle requiert seulement que l’on situe le décès par rapport à la grossesse sans devoir en établir exactement la cause. L’inconvénient est que la mesure de la mortalité liée à la grossesse est souvent considérée à tort comme une mesure de la mortalité maternelle, et que toute évolution de la mortalité liée à la grossesse qui n’est pas due aux causes spécifiquement maternelles limite l’intérêt de cet indicateur pour observer l’impact des politiques de réduction de la mortalité maternelle. En général, dans les enquêtes démographiques, on enregistre les décès liés à la grossesse et on évite de devoir en déterminer les causes.

On discute activement, et il n’y a pas consensus, sur le rapport existant entre le nombre déclaré de décès liés à la grossesse et le nombre, inconnu, de véritables décès maternels. Du fait même de leurs définitions, le nombre réel de décès liés à la grossesse doit être égal ou supérieur au nombre réel de décès maternels, puisque ces derniers sont tous associés à la grossesse, tandis que les décès liés à la grossesse ne sont pas tous des décès maternels. Mais, en pratique, les choses sont moins nettes à cause d’éventuelles erreurs de déclaration. Certains estiment que les décès liés à la grossesse déclarés sont plus nombreux que les décès maternels réels (Garenne, McCaa et Nacro, 2008 ; Stecklov, 1995), tandis que d’autres prétendent que les décès liés à la grossesse sont probablement sous-évalués parce que, par exemple, le déclarant peut ne pas savoir que la femme décédée était enceinte au moment du décès (Shahidullah, 1995 ; Wilmoth, 2009). La relation pourrait donc aller dans un sens comme dans l’autre. Dans ce manuel, nous ne prendrons pas formellement parti pour l’une ou l’autre thèse, mais nous soulignerons plutôt la nécessité d’employer la dénomination correcte des indicateurs. Ainsi, un indice basé sur l’enregistrement des décès liés à la grossesse doit être présenté comme une mesure de la mortalité liée à la grossesse, tandis qu’un indice fondé sur ce que l’on estime être de véritables décès maternels (grâce à une autopsie verbale, par exemple) doit être présenté comme une mesure de la mortalité maternelle.

Indices de base de la mortalité maternelle

Il existe deux indices courants de mortalité maternelle (et corrélativement deux indices de mortalité liée à la grossesse). Ce sont le Rapport de Mortalité Maternelle (RMM ; en anglais : Maternal Mortality Ratio), couramment appelé à tort en français taux de mortalité maternelle, qui sert à définir l’OMD-5 – et le Taux de Mortalité Maternelle (TMM ; en anglais : Maternal Mortality Rate). On rencontre assez souvent deux autres indices : la part des décès maternels parmi les décès de femmes en âge de procréer (PMDF ; en anglais : proportion of maternal deaths among deaths of women of reproductive age) et le risque de décès maternel au cours de la vie (LTR ; en anglais : lifetime risk). On utilise surtout ce dernier indice à l’appui d’un plaidoyer.

Le Rapport de Mortalité Maternelle

Le RMM est, sur une période déterminée, le nombre de décès maternels pour 100 000 naissances vivantes. Soulignons l’utilisation comme dénominateur du nombre de naissances vivantes et non du nombre de grossesses. Le RMM mesure donc essentiellement un risque obstétrique, en gros le risque de décès pour 100 000 événements à risque.

Le Taux de Mortalité Maternelle

Le TMM est un taux de mortalité par cause. C’est le nombre de décès maternels enregistrés sur une période déterminée pour 1000 personnes-années vécues par la population féminine en âge de procréer (habituellement de 15 à 49 ans).

Le RMM et le TMM ont le même numérateur et la relation qui les lie est simple :

$$RMM\text{}=\frac{MD}{LB}\times 100000=\frac{MD}{FPRA}\times 1000\times \frac{FPRA}{LB}\times 100=TMM\times \frac{100000}{GFR}$$

où, sur une période donnée, MD (maternal deaths) représente le nombre de décès maternels, LB (live births) le nombre de naissances vivantes, FPRA (female population of reproductive age) le nombre de personnes-années vécues par la population féminine en âge de procréer, et GFR (general fertility rate) le taux de fécondité générale exprimé pour 1000 femmes en âge de procréer.

Part des décès maternels parmi les décès de femmes en âge de procréer

L’indice PMDF est défini par MD/FDRA, où FDRA est le nombre de décès de femmes en âge de procréer. On l’utilise essentiellement dans des exercices de modélisation (voir, par exemple, Hill, Thomas, AbouZahr et al. (2007) ; Hogan, Foreman, Naghavi et al. (2010) ; Wilmoth, Zureick, Mizoguchi et al. (2010) ; et Wilmoth, Mizoguchi, Oestergaard et al. (2012)), mais il peut également servir à l’évaluation de la qualité des données (voir plus loin).

Le risque sur la vie entière

L’indice LTR est habituellement défini comme le risque de décès maternel depuis l’âge de 15 ans jusqu’à la fin de la vie. Wilmoth (2009) suggère de le calculer sur la base de 1000 femmes atteignant l’âge de 15 ans :

$$LTR=\frac{(T_{15}-T_{50})}{l_{15}}\times TMM$$

où T₁₅ et T₅₀ sont les nombres de personnes-années vécues au-delà des âges de 15 ans et 50 ans respectivement, et l₁₅ est le nombre de survivantes au 15^e anniversaire dans une table de mortalité adaptée à la population en question.

À chacun de ces quatre indices correspond un indice homologue en termes de décès liés à la grossesse, calculé en remplaçant le nombre de décès maternels par le nombre de décès liés à la grossesse.

Sources des données

Outre l’exploitation de l’état civil, il existe deux modes largement répandus de collecte des données nécessaires pour mesurer la mortalité liée à la grossesse : l’histoire complète des frères et sœurs (en anglais : full sibling history, FSH) et un recensement ou une grande enquête auprès des ménages recueillant des données sur les décès survenus récemment dans le ménage (en anglais : household survey collecting data on recent household deaths, HSHD). L’histoire résumée des frères et sœurs est aujourd’hui peu utilisée (Graham, Brass et Snow, 1989), en partie parce qu’elle fournit des estimations moyennes sur de très grands intervalles de temps.

L’histoire complète des frères et sœurs

L’histoire complète des frères et sœurs (FSH) suppose la collecte de données complexes et détaillées, qui nécessite une solide formation et une supervision étroite du personnel de terrain. C’est pourquoi cette méthodologie n’est pas adaptée au cas d’un recensement. La FSH a été fréquemment introduite dans les EDS sous la forme du « Module Mortalité Maternelle » à partir de 1991, ainsi que dans quelques autres enquêtes auprès des ménages. Elle consiste à recueillir des informations auprès de certaines personnes éligibles. Dans la plupart des EDS, les femmes éligibles pour l’histoire génésique sont également éligibles pour la FSH, mais, dans certaines enquêtes, on a aussi considéré des hommes comme éligibles pour la FSH. Il s’agit de recueillir des données sur tous les frères et sœurs nés de la même mère que la personne interrogée. La FSH peut donc être vue comme l’histoire génésique complète de la mère de la personne interrogée, mais en excluant cette personne elle-même. Dans les EDS, on demande, pour chaque frère ou sœur : le nom, le sexe, s’il/elle est vivant/e, si oui son âge en années, sinon à combien d’années remonte son décès et son âge au moment du décès. En ce qui concerne les sœurs mortes alors qu’elles étaient en âge de procréer, des questions complémentaires permettent de savoir si elles sont décédées (i) enceintes, (ii) lors d’un accouchement ou (iii) dans les 42 jours (ou 2 mois) de la fin d’une grossesse.

De ce qui précède, il résulte clairement que les indices calculés à partir d’une FSH portent sur la mortalité liée à la grossesse et non sur la mortalité maternelle. L’histoire des frères et sœurs ne se prête pas à l’utilisation d’une autopsie verbale (qui s’imposerait pour la mesure de la mortalité maternelle), car le décès d’une sœur en âge de procréer peut s’être produit dans un ménage autre que celui de la personne interrogée, laquelle n’aura donc guère de connaissance directe des signes et symptômes entourant le décès. Il n’est généralement pas possible d’essayer d’identifier le ménage dans lequel a eu lieu le décès pour procéder à une autopsie verbale avec l’aide d’un membre de ce ménage.

La FSH fournit des informations sur les décès liés à la grossesse et sur l’exposition des femmes à ce risque ; elle constitue donc une base pour l’estimation des taux de mortalité liée à la grossesse. Si on veut calculer des rapports de mortalité liée à la grossesse, on doit disposer aussi de données sur les naissances vivantes. Une EDS classique recueillant aussi bien une histoire génésique complète qu’une FSH, cela n’est généralement pas un problème.

L’histoire résumée des frères et sœurs

Ce sont Graham, Brass et Snow (1989) qui ont été les premiers à proposer l’utilisation de données sur la survie des frères et sœurs pour estimer la mortalité maternelle. Ils suggéraient d’employer une histoire résumée des frères et sœurs. Dans le cadre de cette histoire résumée, on recueille, séparément pour chaque sexe, des données sur les nombres de frères et sœurs qu’a eus la personne interrogée, les nombres de ceux qui ont survécu jusqu’à 15 ans (ou jusqu’au premier mariage) et – pour les sœurs mortes au-delà de 15 ans – on demande si elles sont décédées enceintes, ou lors d’un accouchement ou dans les 42 jours de la fin d’une grossesse. Mais cette méthode n’est pas conseillée. Il peut y avoir jusqu’à trente ans d’écart d’âge entre la personne interrogée et une de ses sœurs, ce qui fait que les décès de sœurs peuvent s’étaler sur une très longue période antérieure à l’enquête. Les dates de référence des estimations de mortalité maternelle obtenues par le biais de l’histoire résumée des frères et sœurs se situent alors assez loin dans le passé (en moyenne pas moins d’une douzaine d’années avant l’enquête), et cela en limite l’intérêt pratique de la méthode. Nous n’irons donc pas plus loin dans la description de cette méthode.

Recensement ou grande enquête recueillant des données sur les décès survenus récemment dans le ménage

Dans les pays qui ne disposent pas d’un état civil complet, les recensements des années 1970 et 1980 ont souvent recueilli des données sur les décès survenus récemment dans le ménage, en général dans les 12 derniers mois. Les doutes sur la qualité de ces données en ont réduit l’utilisation dans les recensements des années 1990 et 2000, mais le regain d’intérêt pour la mortalité adulte, et en particulier la mortalité maternelle, a entraîné un net retour de cette pratique depuis 2010. En général, il s’agit de demander si un membre habituel du ménage est décédé au cours des 12 derniers mois (parfois, la question porte sur une période différente en faisant référence à une date fixe ou à un événement mémorable). En cas de réponse positive, on enregistre le nom, le sexe et l’âge au décès de la personne décédée. S’il s’agit d’une femme en âge de procréer, on pose une ou plusieurs questions supplémentaires sur le moment du décès en rapport avec une éventuelle grossesse : la femme est-elle décédée enceinte, ou lors d’un accouchement ou dans les 6 semaines (parfois 2 mois) de la fin d’une grossesse ? Cette méthodologie est présentée par Stanton, Hobcraft, Hill et al. (2001), et les résultats obtenus sont examinés par Hill, Queiroz, Stanton et al. (2007) et Hill, Queiroz, Wong et al. (2009).

Telles qu’on les utilise habituellement, ces questions sur les décès récents permettent d’identifier les décès liés à la grossesse. Cependant, il y a eu quelques tentatives d’approfondissement des renseignements sur les décès de femmes en âge de procréer (ou sur un échantillon de ces décès) au moyen d’une autopsie verbale, afin d’identifier les véritables décès maternels. C’est ce qui a été fait dans un certain nombre de très grandes enquêtes auprès des ménages (par exemple, dans la Bangladesh Maternal Morbidity and Mortality Survey 2001 (Hill, El-Arifeen, Koenig et al., 2006), ainsi qu’à la suite d’au moins deux recensements (en Iran en 1986 et au Mozambique en 2007).

Un recensement ou une grande enquête auprès des ménages qui recueille des données sur les décès survenus récemment dans le ménage commence toujours par dresser un tableau des membres du ménage par sexe et âge. Ce tableau fournit les dénominateurs des Taux de Mortalité liée à la Grossesse. On a besoin de données supplémentaires sur la fécondité récente pour calculer les Rapports de Mortalité liée à la Grossesse. On obtient habituellement ces informations en demandant aux femmes en âge de procréer si elles ont eu une naissance vivante au cours de l’année précédant l’enquête, ou en leur demandant la date de leur dernière naissance vivante. Il faut également recueillir des données sur la fécondité totale des femmes pour pouvoir évaluer, et éventuellement corriger, les indices de fécondité (voir le chapitre sur l’estimation de la fécondité au moyen d’un modèle relationnel de Gompertz [3]).

Données recueillies auprès des établissements de santé

Une part importante du budget d’une enquête est constituée par les frais engagés pour amener l’enquêteur jusqu’au ménage qu’il doit interroger. La plus grande part de ces frais peut être éliminée en profitant d’occasions où ce sont les personnes à interroger qui viennent jusqu’à l’enquêteur, par exemple quand une femme vient à l’hôpital pour accoucher. De plus, il est probable que les établissements de santé enregistrent les naissances et les décès survenus sur place, ainsi que les causes des décès, dans le cadre de leur système habituel d’information et de gestion. Mais ces données souffrent d’un biais de sélection : on ne peut jamais être sûr que les femmes qui accouchent dans un établissement de santé constituent un échantillon représentatif de l’ensemble des mères. Afin d’améliorer la couverture de la collecte, on mène certaines expériences pour voir si le personnel des dispensaires et d’autres agents de santé des communautés locales pourraient recueillir de bonnes données sur les naissances et les décès. Une telle approche s’apparente à un système d’état civil par échantillonnage.

Une stratégie d’analyse de ces données hospitalières a été proposée, mais pas encore mise en œuvre. Partant de l’hypothèse que les femmes qui accouchent à l’hôpital (ou y viennent en consultation pour une raison quelconque liée à leur grossesse) constituent un échantillon biaisé de l’ensemble des mères (on ne sait pas quel est le sens du biais : surreprésentation des femmes qui ont beaucoup de problèmes de grossesse ou de celles qui en ont peu), si on pouvait évaluer correctement les probabilités de sélection, on pourrait corriger le biais des chiffres recueillis. Par exemple, on pourrait demander aux femmes qui viennent à l’hôpital leur âge, le nombre d’enfants qu’elles ont eus, le nombre de ceux qui sont encore vivants, plus quelques questions complémentaires sur leur situation socio-économique. On pourrait alors relier, dans un modèle, le nombre d’enfants et le nombre d’enfants survivants à la structure socio-économique de la population totale, fournie, par exemple, par un recensement. À notre connaissance, cette approche n’a jamais été testée.

Références 

Chandramohan D, LC Rodrigues, GH Maude and RJ Hayes. 1998. "The validity of verbal autopsies for assessing the causes of institutional maternal death", Studies in Family Planning 29(4):414-422. doi: http://dx.doi.org/10.2307/172253 [4]

Garenne M, R McCaa and K Nacro. 2008. "Maternal mortality in South Africa in 2001: From demographic census to epidemiological investigation", Population Health Metrics 6:4. doi: http://dx.doi.org/10.1186/1478-7954-6-4 [5]

Graham W, S Ahmed, C Stanton, C Abou-Zahr and O Campbell. 2008. "Measuring maternal mortality: An overview of opportunities and options for developing countries", BMC Medicine 6:12. doi: http://dx.doi.org/10.1186/1741-7015-6-12 [6]

Graham W, W Brass and RW Snow. 1989. "Estimating maternal mortality: The sisterhood method", Studies in Family Planning 20(3):125-135. doi: http://dx.doi.org/doi:10.2307/1966567 [7]

Hill K, S El-Arifeen, M Koenig, A Al-Sabir, K Jamil and H Raggers. 2006. "How should we measure maternal mortality in the developing world? A comparison of household deaths and sibling history approaches", Bulletin of the World Health Organization 84(3):173-180. doi: http://dx.doi.org/10.2471/BLT.05.027714 [8]

Hill K, BL Queiroz, C Stanton and C AbouZahr. 2007. "Measuring maternal mortality via the population census: Experience from Africa," Paper presented at 5th African Population Conference. Arusha, Tanzania, 10-14 December 2007.

Hill K, BL Queiroz, L Wong, J Plata et al. 2009. "Estimating pregnancy-related mortality from census data: Experience in Latin America", Bulletin of the World Health Organization 87(4):288-295. doi: http://dx.doi.org/10.2471/BLT.08.052233 [9]

Hill K, K Thomas, C AbouZahr, N Walker et al. 2007. "Estimates of maternal mortality worldwide between 1990 and 2005: An assessment of available data", The Lancet 370(9595):1311-1319. doi: http://dx.doi.org/10.1016/S0140-6736(07)61572-4 [10]

Hogan MC, KJ Foreman, M Naghavi, SY Ahn et al. 2010. "Maternal mortality for 181 countries, 1980-2008: A systematic analysis of progress towards Millennium Development Goal 5", The Lancet 375(9726):1609-1623. doi: http://dx.doi.org/10.1016/S0140-6736(10)60518-1 [11]

Mathers CD, DM Fat, M Inoue, C Rao and AD Lopez. 2005. "Counting the dead and what they died from: An assessment of the global status of cause of death data", Bulletin of the World Health Organization 83(3):171-177.

Shahidullah M. 1995. "The sisterhood method of estimating maternal mortality: The Matlab experience", Studies in Family Planning 26(2):101-106. doi: http://dx.doi.org/10.2307/2137935 [12]

Stanton C, J Hobcraft, K Hill, N Kodjogbé et al. 2001. "Every death counts: Measurement of maternal mortality via a census", Bulletin of the World Health Organization 79(7):657-664.

Stecklov G. 1995. "Maternal mortality estimation: Separating pregnancy-related and non-pregnancy-related risks", Studies in Family Planning 26(1):33-38. doi: http://dx.doi.org/10.2307/2138049 [13]

Wilmoth J, S Zureick, N Mizoguchi, M Inoue and M Oestergaard. 2010. Levels and Trends of Maternal Mortality in the World: The Development of New Estimates by the United Nations. Geneva: WHO, UNICEF, UNFPA and the World Bank. http://www.who.int/reproductivehealth/publications/monitoring/MMR_technical_report.pdf [14]

Wilmoth JR. 2009. "The lifetime risk of maternal mortality: Concept and measurement", Bulletin of the World Health Organization 87(4):256-262. doi: http://dx.doi.org/10.2471/BLT.07.048280 [15]

Wilmoth JR, N Mizoguchi, MZ Oestergaard, L Say et al. 2012. "A new method for deriving global estimates of maternal mortality", Statistics, Politics, and Policy 3(2):Article 3. doi: http://dx.doi.org/10.1515/2151-7509.1038 [16]

Estimation de la mortalité liée à la grossesse à partir de la survie des frères et sœurs

Description de la méthode

L’évaluation et l’utilisation des données de l’histoire complète des frères et sœurs (en anglais : full sibling history, FSH) pour estimer la mortalité adulte dans son ensemble sont décrites par ailleurs [17]. L’histoire complète des frères et sœurs est analogue à une histoire génésique complète : on questionne la personne interrogée (habituellement une femme en âge de procréer) à propos de chacun de ses frères et sœurs nés de la même mère. Pour les frères et sœurs survivants, on demande le sexe et l’âge en années révolues ; pour les frères et sœurs décédés, on enregistre le sexe, l’âge au moment du décès en années révolues et l’année du décès. En ajoutant les données de la femme interrogée, on obtient l’histoire génésique de la mère. Comme l’histoire génésique complète, l’histoire des frères et sœurs permet de situer dans le temps les événements (les décès) et les durées d’exposition au risque, et donc de calculer des taux transversaux de mortalité par âge. Pour estimer la mortalité liée à la grossesse, on recueille des informations supplémentaires sur les décès de sœurs en âge de procréer, en demandant si elles sont mortes alors qu’elles étaient enceintes, lors d’un accouchement ou dans les 42 jours (parfois 2 mois) de la fin d’une grossesse. Ce chapitre est consacré à l’analyse des données sur les sœurs en âge de procréer.

Nous allons aborder ici un important problème touchant les histoires complètes des frères et sœurs. Dans les EDS, l’histoire complète des frères et sœurs consiste à demander à la personne interrogée l’histoire génésique de sa propre mère en s’en excluant elle-même. Par conséquent, on peut se trouver face à plusieurs réponses relatives à la même personne. Par exemple, si deux filles de la même mère sont interrogées dans le même ménage, on obtiendra deux descriptions des autres membres de leur fratrie. Les EDS déterminent les événements et les durées d’exposition uniquement sur la base des frères et sœurs déclarés, sans prendre en compte la durée d’exposition de la femme interrogée elle-même (survivante). De plus, on affecte aux événements et durées d’exposition des frères et sœurs le coefficient de pondération de la personne interrogée, sans tenir compte du nombre de membres survivants de la fratrie susceptibles d’être interrogés. Trussell et Rodriguez (1990) montrent que, s’il n’y a aucune corrélation entre les risques de décès respectifs des frères et sœurs, ce calcul fournit une estimation sans biais de la mortalité générale. Gakidou et King (2006) estiment que la fratrie devrait inclure la personne interrogée et que les données de ses membres devraient en outre être pondérées par leur probabilité d’être déclarés – c’est-à-dire l’inverse du nombre de personnes interrogées potentielles dans la fratrie. Ils pensent également qu’un ajustement serait nécessaire pour prendre en compte les fratries qui ne sont pas déclarées faute de membre survivant. En analysant les FSH de plusieurs EDS, Obermeyer, Rajaratnam, Park et al. (2010) estiment que le fait de ne pas procéder à un ajustement en fonction de la probabilité d’être déclaré peut entraîner pour les indices de mortalité générale une sous-estimation de quelque 20 %. Mais Masquelier (2012) réplique que l’analyse de Obermeyer et al., prenant en compte tous les frères et sœurs survivants et pas seulement ceux qui sont susceptibles d’être interrogés, exagère l’ampleur du biais éventuel. Il recommande d’utiliser le mode de calcul des EDS, pour des raisons qui seront exposées plus loin (voir aussi Analyse de l’histoire des frères et sœurs [17]).

Données requises et hypothèses

Hypothèses importantes

• Il n’y a aucune corrélation entre le risque de décès d’une femme et le nombre de ses frères et sœurs.
• Il n’y a pas d’effet de sélection dû à la migration.

Tabulations nécessaires

• Répartition des femmes par groupes quinquennaux d’âge, d’après le questionnaire-ménage.
• Répartition des décès de sœurs par ancienneté avant l’enquête (habituellement de 0 à 6 ans), par groupes quinquennaux d’âge, et selon que ces sœurs sont décédées alors qu’elles étaient enceintes, ou lors d’un accouchement ou dans les 42 jours (ou 2 mois) de la fin d’une grossesse.
• Nombres de personnes-années d’exposition vécues par les sœurs, selon l’ancienneté du décès et le groupe quinquennal d’âge de la femme interrogée.
• Taux de fécondité par âge et taux global de fécondité de la période considérée avant l’enquête.

Nous supposerons ici que l’on suit l’approche EDS. La construction de tableaux synthétiques à partir des EDS déborde du cadre de ce manuel. Un programme standard de calcul de ces tabulations à partir des données de base existe pour le logiciel CSPro. Il est indispensable de décider, dès le début de l’analyse, de l’horizon temporel à utiliser. La plupart des EDS fournissent les tabulations de base des événements et des durées d’exposition pour les sept années antérieures à l’enquête (de 0 à 6 ans), mais cette période est parfois de cinq ans et parfois de dix ans. Pour choisir une période plutôt qu’une autre, on examine, entre autres, les erreurs d’échantillonnage : avec un petit échantillon et une mortalité adulte assez basse, il vaut mieux opter pour une période rétrospective de dix ans, afin d’éviter une trop grande erreur d’échantillonnage, mais si l’échantillon est grand et la mortalité élevée, on peut se contenter de cinq ans. Cet aspect de la méthode est détaillé dans la section consacrée à l’interprétation des résultats.

Travaux préparatoires et recherches préliminaires

L’évaluation de la qualité des données d’une histoire complète des frères et sœurs [17] et des taux de fécondité par âge récents [18] est décrite par ailleurs. Le seul problème d’évaluation de la qualité des données qui soit propre à l’estimation de la mortalité liée à la grossesse concerne les renseignements sur la part des décès liés à la grossesse parmi les décès de femmes en âge de procréer (en anglais : proportion of deaths of women of reproductive age that are pregnancy-related, PPRD) et sur les proportions de décès liés à la grossesse survenus respectivement pendant la grossesse, lors de l’accouchement et dans les 42 jours (ou 2 mois) de la fin d’une grossesse.

Il n’existe pas de méthode spécifique pour procéder à de telles évaluations. Mais la structure par âge des proportions de décès liés à la grossesse devrait être similaire à celle des taux de fécondité par âge, car l’événement à risque est la naissance. On pense généralement que le risque de décès lié à la grossesse est un peu plus élevé aux extrémités de la tranche d’âge 15-49 ans qu’aux âges intermédiaires, ce qui peut « gonfler » quelque peu les queues de distribution des proportions de décès liés à la grossesse par comparaison avec celles de la distribution des taux de fécondité par âge.

Mise en garde

On pense généralement que l’histoire des frères et sœurs a tendance à sous-estimer la mortalité, en particulier les décès survenus dans un passé éloigné. On ne devrait donc pas essayer d’interpréter les tendances de la mortalité liée à la grossesse sur la base d’une seule série de données. Et ces tentatives menées sur plusieurs séries de données devraient également tenir compte des grands intervalles de confiance qui encadrent les estimations, même pour une période rétrospective de sept ans.

Application de la méthode

Étape 1 : Élaboration des tableaux de données

Comme nous l’avons signalé plus haut, un logiciel facile d’accès permet de construire les tabulations nécessaires relatives aux décès des sœurs, à leurs durées d’exposition au risque et aux décès liés à la grossesse. On a également besoin d’estimations des taux de fécondité par âge. (Si les données concernant les sœurs proviennent d’une EDS, la méthode d’estimation directe des taux de fécondité à partir de ces données est décrite ailleurs [19] dans ce manuel.) Enfin, une estimation de la structure par âge de la population féminine enquêtée est nécessaire.

Définitions de quelques symboles :

 

${}_5{D}_x^s$

- nombre de sœurs déclarées décédées entre les âges x et x+5

 

${}_{5}P{Y}_x^s$

- nombre de personnes-années vécues par les sœurs entre les âges x et x+5

 

${}_{5}PR{D}_x^s$

- nombre de décès de sœurs liés à la grossesse survenus entre les âges x et                   x+5

 

${}_5{f}_x^{}$

- taux de fécondité des femmes âgées de x à x+5

 

${}_5{N}_x^f$

- nombre de femmes enquêtées âgées de x à x+5.

Des tabulations de chacune des quantités ci-dessus sont nécessaires pour l’application de la méthode.

Étape 2 : Calcul des indices de mortalité

On calcule un taux de mortalité par groupe d’âge en divisant le nombre de décès de sœurs survenus dans ce groupe d’âge par le nombre de personnes-années vécues par celles-ci dans cette tranche d’âge :

$${}_5{M}_x=\frac{{}_5{D}_x^s}{{}_{5}P{Y}_x^s}.$$

Equation 1

Le taux de mortalité liée à la grossesse (en anglais : pregnancy-related mortality rate, PRMRate), par groupe d’âge, est :

$${}_{5}PRMRat{e}_x=\frac{{}_{5}PR{D}_x^s}{{}_{5}P{Y}_x^s}.$$

Equation 2

La part des décès liés à la grossesse parmi l’ensemble des décès de sœurs, par groupe d’âge, est :

$${}_{5}PPR{D}_x=\frac{{}_{5}PR{D}_x^s}{{}_5{D}_x^s}$$

Equation 3

et le rapport de mortalité liée à la grossesse (en anglais : pregnancy-related mortality ratio : PRMRatio), par groupe d’âge, est :

$${}_{5}PRMRati{o}_x=100000.\left(\frac{{}_{5}PR{D}_x^s}{{}_{5}P{Y}_x^s{.}_5{f}_x}\right).$$

Equation 4

Étape 3 : Estimation des indices au niveau de la population

On calcule les estimations du taux de mortalité liée à la grossesse et de la proportion de décès liés à la grossesse parmi les décès de femmes en âge de procréer (15-49 ans) en pondérant les indices calculés ci-dessus par les nombres de femmes âgées de 15 à 49 ans des ménages enquêtés. Ainsi,

$${}_{35}PRMRat{e}_{15}=\frac{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_{5}PRMRat{e}_x{.}_5{N}_x^f}}{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_5{N}_x^f}}$$

Equation 5

et

$${}_{35}PPR{D}_{15}=\frac{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_{5}PPR{D}_x{.}_5{N}_x^f}}{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_5{N}_x^f}}$$

Equation 6

et

${}_{35}PRMRati{o}_{15}=100000.\frac{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_{5}PRMRat{e}_x.{}_{5}N{}_x^f}}{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_{5}f{}_x.{}_{5}N{}_x^f}}.$

Equation 7

Exemple

À titre d’exemple, nous appliquerons la méthode aux données de l’EDS 2004 du Malawi. On a demandé aux femmes interrogées si leurs sœurs étaient en vie, et, pour les sœurs décédées, de situer le décès par rapport à une éventuelle grossesse.

Étape 1 : Élaboration des tableaux de données

Les tabulations de données requises sont présentées dans le tableau 1. Les déclarations de décès de sœurs et de durées d’exposition au risque se réfèrent aux sept années précédant l’enquête.

Tableau 1 Données de base utilisées pour estimer la mortalité liée à la grossesse, EDS Malawi 2004

Groupe d’âge	Décès de sœurs	Durée d’exposition au risque de décès des sœurs (personnes-années)	Décès liés à la grossesse	Taux de fécondité par groupe d’âge	Effectifs féminins des ménages
	(i)	(ii)	(iii)	(iv)	(v)
15-19	117	27 622	8	0,162	2 570
20-24	227	29 331	52	0,293	3 036
25-29	299	23 763	64	0,254	2 247
30-34	245	17 228	50	0,222	1 516
35-39	230	12 206	33	0,163	1 122
40-44	177	7 892	22	0,080	970
45-49	82	4 574	12	0,035	743
Total	1 376	122 616	240	0,204*	12 204
* Taux global de fécondité : moyenne des taux de fécondité par groupe d’âge pondérée par la structure par âge de la population féminine des ménages.
Source : EDS Malawi 2004, Tableaux 13.2 (p. 245) et 13.3 (p. 247).

Étape 2 : Calcul des indices de mortalité

L’application de la méthode aux données du tableau 1 est détaillée dans le tableau 2. La première colonne présente les taux de mortalité par groupe d’âge, calculés en divisant le nombre de décès féminins du groupe d’âge considéré (col. i du tableau 1) par la durée d’exposition au risque de décès des sœurs (col. ii du tableau 1), conformément à l’équation 1. Dans la deuxième colonne figurent les taux de mortalité liée à la grossesse par groupe d’âge, calculés sur le modèle des taux de mortalité générale par groupe d’âge, mais en ne retenant au numérateur que les décès liés à la grossesse (col. iii du tableau 1 ‑ équation 2). La troisième colonne présente, pour chaque groupe d’âge, la part des décès déclarés liés à la grossesse dans l’ensemble des décès féminins déclarés (col. iii/col. i du tableau 1 – équation 3). Dans la quatrième colonne, on trouve les rapports de mortalité liée à la grossesse par groupe d’âge, calculés en divisant le nombre de décès liés à la grossesse (col. iii du tableau 1) par la durée d’exposition au risque de décès des sœurs (col. ii) en multipliant par les taux de fécondité par groupe d’âge (col. iv), et en multipliant par 100 000 (équation 4).

Tableau 2 Taux de mortalité féminine aux âges adultes et taux de mortalité liée à la grossesse, EDS Malawi 2004

Groupe d’âge	Taux de mortalité par groupe d’âge	Taux de mortalité liée à la grossesse par groupe d’âge	Part des décès liés à la grossesse	Rapports de mortalité liée à la grossesse par groupe d’âge
	= 1000*(i)/(ii)	= 1000*(iii)/(ii)	= (iii)/(i)	= 100 000*iii /(ii*iv)
15-19	4,24	0,29	0,0684	178,8
20-24	7,74	1,77	0,2291	605,1
25-29	12,58	2,69	0,2140	1 060,3
30-34	14,22	2,90	0,2041	1 307,3
35-39	18,84	2,70	0,1435	1 658,6
40-44	22,43	2,79	0,1243	3 484,5
45-49	17,93	2,62	0,1463	7 495,8
Total*	11,51	1,99	0,1681	970,7
Note : tous les totaux de ce tableau sont pondérés par la structure par âge de la population féminine des ménages enquêtés (voir le texte).

Il est important de souligner que les résultats de la ligne Total du tableau 2 ne sont pas les simples sommes des chiffres des divers groupes d’âge. La raison en est que la structure par âge des sœurs exposées au risque de décès diffère de celle de la population féminine en âge de procréer. Pour obtenir des totaux corrects au niveau de l’ensemble de la population, il faut re-pondérer les taux et rapports par groupe d’âge du tableau 2 par la structure par âge de la population féminine (col. v du tableau 1) conformément aux équations 5, 6 et 7. De même, le dénominateur de l’équation 7 n’est pas le taux global de fécondité tel qu’on le calcule habituellement (le nombre de naissances divisé par le nombre de femmes âgées de 15 à 49 ans), mais la somme des taux de fécondité par âge pondérée par la structure par âge de la population féminine.

Étape 3 : Estimation des indices au niveau de la population

Le tableau 3 compare la distribution des naissances par groupe quinquennal d’âge (obtenue en multipliant les effectifs féminins des ménages par les taux de fécondité par âge correspondants) avec celle des décès liés à la grossesse (calculée en multipliant les effectifs féminins des ménages par les taux de mortalité liée à la grossesse par âge correspondants).

Tableau 3 Comparaison de la distribution des naissances avec celle des décès liés à la grossesse par groupe d’âge, EDS Malawi 2004

Groupe d’âge	Effectifs féminins des ménages enquêtés	Taux de fécondité par groupe d’âge	Décès liés à la grossesse	Naissances	Proportions de :
					décès liés à la grossesse	naissances
15-19	2 570	162	8	416	0,033	0,167
20-24	3 036	293	52	890	0,217	0,356
25-29	2 247	254	64	571	0,267	0,228
30-34	1 516	222	50	337	0,208	0,135
35-39	1 122	163	33	183	0,138	0,073
40-44	970	80	22	78	0,092	0,031
45-49	743	35	12	26	0,050	0,010
Total	12 204		240	2 500	1,000	1,000

Diagnostics, analyse et interprétation

Contrôles et validation

Pour le contrôle et la validation des estimations de la mortalité féminine en général, voir le chapitre de ce manuel consacré à l’analyse des histoires des frères et sœurs [20]. Le contrôle et la validation des données supplémentaires sur la mortalité liée à la grossesse reposent sur des tests de crédibilité. La proportion globale de décès liés à la grossesse parmi les décès de sœurs en âge de procréer est-elle plausible au regard de l’estimation du rapport de mortalité liée à la grossesse ? La structure par âge des décès liés à la grossesse est-elle crédible par rapport à la structure par âge des naissances (les événements à risque) ?

Il n’y a pas de méthode largement reconnue d’évaluation de la plausibilité de la proportion de décès liés à la grossesse. En général, on observe une association positive entre cette proportion et le taux de mortalité liée à la grossesse, mais elle dépend du niveau de la mortalité non liée à la grossesse et ne fournit aucune base utile pour l’évaluation. On estime la plausibilité de la structure par âge des décès liés à la grossesse par comparaison avec la structure par âge des naissances, comme on le voit dans le tableau 3. Dans le cas de l’EDS Malawi 2004, les proportions de décès liés à la grossesse survenus dans les groupes d’âge 15-19 ans et 20-24 ans sont beaucoup plus faibles que les proportions correspondantes de naissances, et c’est l’inverse que l’on observe après 35 ans. Ce dernier phénomène peut s’expliquer par le caractère de plus en plus risqué de la grossesse et de l’accouchement à partir de l’âge de 35 ans, mais aucune explication plausible n’existe pour les importants écarts observés avant l’âge de 25 ans. On a de bonnes raisons de soupçonner que certains décès de sœurs de moins de 25 ans liés à la grossesse n’ont pas été déclarés comme tels.

Interprétation

Pour interpréter les estimations de la mortalité liée à la grossesse à partir des histoires des frères et sœurs, on doit accorder une grande attention aux marges d’erreur d’échantillonnage et aux erreurs habituelles dans les données. L’erreur d’échantillonnage est très importante, comparée à celle qui affecte les estimations de la mortalité en-dessous de 5 ans dans les EDS. La figure 1 met en relation les coefficients de variation (écart-type/valeur estimée) des estimations EDS des taux de mortalité liée à la grossesse avec les nombres de frères et sœurs déclarés. Les coefficients de variation sont supérieurs à 0,08 même pour les très grands échantillons, et supérieurs à 0,10 pour la quasi-totalité des enquêtes.

Figure 1 Coefficient de variation du taux de mortalité liée à la grossesse en fonction de la taille de l’échantillon, EDS [21]

Sources : Stanton, Abderrahim and Hill (2000) pour les estimations antérieures à l’année 2000, et rapports nationaux des EDS pour les années 2004 et suivantes.

Étant donné la grande marge d’incertitude inhérente à l’échantillonnage, l’interprétation de différences observées entre régions infranationales ou entre d’autres sous-groupes tels que les classes d’âge est sujette à caution. Les erreurs courantes des données, en particulier l’omission de certains décès survenus longtemps avant l’enquête, rendent suspecte toute interprétation des tendances décelées. Toutes les conclusions en termes de tendances d’évolution devraient être fondées sur des estimations provenant de deux ou plusieurs enquêtes, portant sur des périodes rétrospectives comparables, et tenir compte de l’erreur d’échantillonnage.

Références

Gakidou E and G King. 2006. "Death by survey: estimating adult mortality without selection bias from sibling survival data", Demography 43(3):569-585. doi: http://dx.doi.org/10.1353/dem.2006.0024 [22]

Masquelier B. 2013. “Adult mortality from sibling survival data: A reappraisal of selection biases?”, Demography 50(1):207–228. doi: http://dx.doi.org/10.1007/s13524-012-0149-1 [23]

Obermeyer Z, JK Rajaratnam, CH Park, E Gakidou et al. 2010. "Measuring adult mortality using sibling survival: a new analytical method and new results for 44 countries, 1974-2006", PLoS Medicine 7(4):e1000260. doi: http://dx.doi.org/10.1371/journal.pmed.1000260 [24]

Stanton C, N Abderrahim and K Hill. 2000. "An assessment of DHS maternal mortality indicators", Studies in Family Planning 31(2):111-123. doi: http://dx.doi.org/10.1111/j.1728-4465.2000.00111.x [25]

Trussell J and G Rodriguez. 1990. "A note on the sisterhood estimator of maternal mortality", Studies in Family Planning 21(6):344-346. doi: http://dx.doi.org/10.2307/1966923 [26]

Estimation de la mortalité liée à la grossesse à partir des décès survenus dans les ménages

Description de la méthode

Si, lors d’un recensement ou d’une grande enquête auprès des ménages, des questions ont été posées sur les décès survenus dans le ménage au cours d’une certaine période de référence, et si, à propos des décès de femmes en âge de procréer, des renseignements complémentaires ont été obtenus sur le moment du décès par rapport à une éventuelle grossesse, on peut en tirer des estimations de mortalité liée à la grossesse. Si on dispose aussi de renseignements sur les causes des décès, par exemple grâce à un questionnaire d’autopsie verbale, on peut évaluer la mortalité maternelle, mais cette situation se présente très rarement, et nous ne la traiterons pas explicitement ici.

L’utilisation des données de recensements ou de grandes enquêtes sur les décès récemment survenus dans les ménages afin d’estimer la mortalité adulte, ainsi que la critique de telles données, sont décrites par ailleurs [27]. Toute erreur dans la déclaration des décès est susceptible d’avoir un impact proportionnel sur les estimations de mortalité liée à la grossesse, l’évaluation de la qualité des données, et leur redressement si besoin est, sont donc des phases capitales de l’analyse.

Données requises et hypothèses

Tabulations nécessaires

• Répartition des femmes par groupes quinquennaux d’âge, d’après le questionnaire-ménage.
• Nombres de décès de membres du ménage survenus au cours des 12 derniers mois (ou d’une autre période) par sexe et âge.
• Répartition des décès de femmes en âge de procréer (habituellement entre 15 et 49 ans) selon qu’ils sont survenus alors que la femme était enceinte, ou lors d’un accouchement ou dans les 42 jours (ou 2 mois) de la fin d’une grossesse.
• Taux de fécondité par âge et taux global de fécondité de la période de référence.

Si des coefficients de pondération ou d’extrapolation sont associés aux données, il faut les appliquer comme il convient lors de l’élaboration des tableaux.

Hypothèses importantes

• Les dissolutions de ménages résultant du décès d’un de leurs membres sont négligeables.
• (Si une correction des nombres de décès ou de naissances est nécessaire), les erreurs de déclaration de décès et de naissances sont du même ordre de grandeur à tous les âges.
• Le risque d’omission d’un décès est indépendant du fait que ce décès est, ou non, lié à une grossesse.
• Les déclarations de décès en tant que décès liés à la grossesse sont à peu près fiables.

Travaux préparatoires et recherches préliminaires

L’examen de la qualité des données relatives aux décès survenus dans les ménages et aux taux de fécondité par âge récents [18] est décrit par ailleurs. La seule évaluation de qualité des données qui soit propre à l’estimation de la mortalité liée à la grossesse concerne les données sur la part des décès liés à la grossesse parmi les décès de femmes en âge de procréer et les proportions de décès liés à la grossesse survenus respectivement en cours de grossesse, lors d’un accouchement ou dans les 42 jours (ou 2 mois) de la fin d’une grossesse.

La possibilité d’évaluation de la qualité des données pour des problèmes autres que le simple enregistrement des nombres de naissances et de décès se limite à un test de crédibilité des déclarations de certains décès comme étant liés à la grossesse. La structure par âge de la proportion de décès liés à la grossesse parmi l’ensemble des décès devrait être similaire à la répartition des naissances selon l’âge de la mère.

Mise en garde

On pense généralement que les questions sur les décès de membres du ménage et sur les naissances survenues dans l’année qui précède le recensement ou l’enquête en sous-estiment les nombres réels. Une évaluation minutieuse du taux de couverture de ces deux types d’événements est indispensable. Dans le cas, improbable, où les deux événements sont sous-déclarés dans des proportions à peu près égales, le rapport de mortalité liée à la grossesse ne sera pas gravement biaisé, alors que le taux de mortalité liée à la grossesse restera affecté. De toute façon, si l’examen des données met en évidence des omissions de décès et de naissances, les données devront être corrigées avant toute estimation de la mortalité liée à la grossesse.

Application de la méthode

L’application de la méthode se fait en plusieurs étapes :

Étape 1 : Élaboration des tableaux de données

Le mode d’élaboration des tableaux de données dépasse le cadre de ce manuel. Il n’est généralement pas difficile de construire des tableaux croisés des nombres de femmes par groupes d’âge, des nombres de décès féminins par groupes d’âge et du moment du décès par rapport à une éventuelle grossesse (en cours de grossesse, lors d’un accouchement ou dans les 42 jours – ou 2 mois – de la fin d’une grossesse). Le cas échéant, ces tabulations doivent être pondérées pour compenser un éventuel sous-enregistrement (évalué par une enquête de contrôle) ou s’il s’agit d’un micro-échantillon. On a également besoin d’estimations des taux de fécondité par âge. Le processus d’estimation de la fécondité est décrit par ailleurs.

Définitions de quelques symboles :

 

${}_{5}D{}_x$

- nombre de femmes membres du ménage décédées entre les âges x et x+5

 

${}_{5}PR{D}_x$

- nombre de décès liés à la grossesse de femmes membres du ménage                           survenus entre les âges x et x+5

 

${}_5{f}_x^{}$

- taux de fécondité des femmes âgées de x à x+5

 

${}_5{N}_x^f$

- nombre de femmes recensées ou enquêtées âgées de x à x+5

 

Des tabulations de chacune des variables ci-dessus sont nécessaires.

Étape 2 : Calcul des indices de mortalité

On calcule un taux de mortalité par groupe d’âge en divisant, dans chaque groupe d’âge, le nombre de décès féminins déclarés dans le ménage par le nombre de personnes-années vécues par les femmes du ménage :

$${}_5{M}_x=\frac{{}_5{D}_x^{}}{{}_5{N}_x^f}.$$

Equation 1

Le taux de mortalité liée à la grossesse (en anglais : pregnancy-related mortality rate, PRMRate) par groupe d’âge est :

$${}_{5}PRMRat{e}_x=\frac{{}_{5}PR{D}_x^{}}{{}_5{N}_x^f}$$

Equation 2

et le rapport de mortalité liée à la grossesse (en anglais : pregnancy-related mortality ratio, PRMR) par groupe d’âge est :

$${}_{5}PRM{R}_x=100000.\left(\frac{{}_{5}PR{D}_x^{}}{{}_5{N}_x^f{.}_5{f}_x}\right).$$

Equation 3

La proportion des décès liés à la grossesse dans l’ensemble des décès féminins (en anglais : proportion of deaths that are pregnancy-related, PPRD) par groupe d’âge est :

$${}_{5}PPR{D}_x=\frac{{}_{5}PR{D}_x^{}}{{}_5{D}_x^f}.$$

Equation 4

La répartition des décès liés à la grossesse (DPRD) entre 15 ans et 49 ans est :

$${}_{5}DPR{D}_x=\frac{{}_{5}PR{D}_x}{{\displaystyle \sum _{x=15,5}^{45}{}_{5}PR{D}_x^{}}}.$$

Equation 5

Exemple

À titre d’exemple, nous appliquerons la méthode aux données du recensement du Malawi de 2008, en particulier aux données sur les décès survenus dans les 12 mois précédant le recensement.

Étape 1 : Élaboration des tableaux de données

Le tableau 1 synthétise les données individuelles d’un échantillon public au dixième (IPUMS) du recensement du Malawi [28]. Il présente la distribution de la population féminine en âge de procréer par groupes quinquennaux d’âge, les décès féminins déclarés survenus dans les 12 mois précédant le recensement, et, pour les décès féminins survenus entre 15 et 49 ans, le moment du décès par rapport à une éventuelle grossesse : en cours de grossesse, lors de l’accouchement ou dans les 42 jours de la fin de la grossesse.

Tableau 1 Population féminine de 15 à 49 ans et décès féminins situés par rapport à une éventuelle grossesse, par groupes quinquennaux d’âge, Malawi, recensement de 2008

Groupe d’âge	Population féminine	Décès féminins
		En cours de grossesse	Lors de l’accouchement	Post-Partum	Ensemble des décès liés à la grossesse	Ensemble des décès
	(i)	(ii)	(iii)	(iv)	(v)	(vi)
15-19	67 918	43	25	26	94	235
20-24	69 069	68	40	36	144	389
25-29	57 478	84	31	32	147	442
30-34	41 073	92	24	37	153	471
35-39	29 993	56	15	23	94	346
40-44	22 294	42	4	14	60	238
45-49	17 564	38	3	4	45	185
Total 15-49	310 748	423	142	172	737	2 306
Source : Malawi, recensement de 2008, échantillon au dixième.

Étape 2 : Calcul des indices de mortalité

Le tableau 2 montre l’application de la méthode aux données telles que les présente le tableau 1. Les taux de mortalité générale par âge (1^re col.) sont calculés en divisant les nombres de décès (col. vi du tableau 1) par les effectifs féminins (col. i du tableau 1) conformément à l’équation 1. Remarquons que, en toute rigueur, la date de référence des décès est en moyenne de 6 mois antérieure à celle de la population recensée, mais l’erreur commise en n’en tenant pas compte est négligeable, et elle sera rectifiée si les décès sont corrigés au moyen d’une méthode appropriée de répartition des décès [27]. Les taux de mortalité liée à la grossesse par âge sont à leur tour calculés en divisant les décès liés à la grossesse (col. v du tableau 1) par les effectifs féminins (col. i du tableau 1), en application de l’équation 2. Dans la 4^e colonne du tableau 2, les rapports de mortalité liée à la grossesse par âge sont obtenus en divisant les taux de mortalité liée à la grossesse par âge (2^e col.) par les taux de fécondité par âge (3^e col., données provenant d’une autre source), suivant l’équation 3. Pour calculer les proportions de décès liés à la grossesse par âge, on divise les décès liés à la grossesse (col. v du tableau 1) par l’ensemble des décès (col. vi du tableau 1) (équation 4). Enfin, la distribution des décès liés à la grossesse par groupe d’âge se calcule en divisant le nombre de décès liés à la grossesse de chaque groupe d’âge par le nombre total de décès liés à la grossesse (col. v du tableau 1) (équation 5).

Tableau 2 Taux de mortalité féminine adulte et taux de mortalité liée à la grossesse, Malawi, recensement de 2008

Groupe d’âge	Taux de mortalité féminine par âge	Taux de mortalité liée à la grossesse par âge	Taux de fécondité par âge	Rapport de mortalité liée à la grossesse par âge	Proportion de décès liés à la grossesse	Distribution des décès liés à la grossesse	Distribution des naissances des 12 derniers mois
	Tableau 1 (vi)/(i)	Tableau 1 (v)/(i)		100 000* (ii)/(iii)	Tableau 1 (v)/(vi)	Tableau 1 (v)/Total(v)
15-19	0,00346	0,00138	0,1108	1 249,12	0,40000	0,127544	0,14408
20-24	0,00563	0,00208	0,2464	846,13	0,37018	0,195387	0,32584
25-29	0,00769	0,00256	0,2296	1 113,89	0,33258	0,199457	0,25267
30-34	0,01147	0,00373	0,1941	1 919,15	0,32484	0,207598	0,15264
35-39	0,01154	0,00313	0,1457	2 151,04	0,27168	0,127544	0,08367
40-44	0,01068	0,00269	0,0718	3 748,34	0,25210	0,081411	0,03065
45-49	0,01053	0,00256	0,0311	8 238,13	0,24324	0,061058	0,01046
Total 15-49	0,00755	0,00241	0,1713	1 895,63	0,33804	1	1
Source : Tableau 1 et Malawi, recensement de 2008, échantillon au dixième.

Diagnostics, analyse et interprétation

Contrôles et validation

Avec cette méthode, les principaux contrôles portent sur le taux de couverture des décès de femmes adultes et des naissances (voir Méthodes de distribution des décès [27] et Évaluation des données sur la fécondité récente [18]). Les seuls contrôles propres à cette méthode concernent, l’un, la structure par âge des décès liés à la grossesse, et l’autre ‑ mais il est très peu efficace ‑ la répartition des décès liés à la grossesse selon qu’ils sont survenus en cours de grossesse, lors d’un accouchement ou dans les 6 semaines/2 mois de la fin d’une grossesse. Pour la structure par âge des décès liés à la grossesse, le principal élément de comparaison est la structure par âge des naissances. Ces deux distributions figurent dans les deux dernières colonnes du tableau 2. Les proportions de décès liés à la grossesse sont inférieures aux proportions correspondantes de naissances jusqu’au groupe d’âge 25-29 ans, et c’est l’inverse que l’on constate après 30 ans. Ceci reflète probablement la réalité, étant donné que, d’après de très nombreuses observations, le risque de décès lié à la grossesse est pratiquement stable jusqu’à 30 ans, mais augmente fortement après cet âge. Il est éclairant de comparer ces distributions avec celles qui reposent sur les histoires des frères et sœurs de l’EDS Malawi 2004 (décrites ailleurs [29]). Dans le cas de l’histoire des frères et sœurs, les proportions de décès liés à la grossesse survenus avant 25 ans sont très inférieures aux proportions correspondantes de naissances. Ici, l’écart va dans le même sens, mais pas au point de susciter des inquiétudes quant à la qualité des données.

Nous avons noté plus haut que le contrôle de la répartition des décès liés à la grossesse selon qu’ils se sont produits en cours de grossesse, lors d’un accouchement ou dans les 6 semaines/2 mois de la fin d’une grossesse était très peu efficace. Il n’est guère utile parce que les expériences antérieures ne nous indiquent pas clairement quelle allure cette répartition devrait présenter dans différents contextes, et parce que, en pratique, elle varie énormément d’une source à l’autre.

Interprétation

On n’insistera jamais assez sur l’importance de l’évaluation du taux de couverture des décès de femmes adultes et des naissances. Dans certaines situations, la sous-déclaration des décès survenus dans le ménage peut atteindre 50 % ; une telle erreur peut entraîner un biais de même amplitude dans l’estimation du rapport de mortalité liée à la grossesse. Il peut aussi y avoir des omissions de naissances récentes, et cela peut compenser en partie les omissions de décès dans le calcul du rapport de mortalité liée à la grossesse. Les méthodes de distribution des décès indiquent que le sous-enregistrement des décès féminins dans le recensement du Malawi de 2008 était de l’ordre de 40 à 50 %, alors que l’application d’un modèle relationnel de Gompertz aux mêmes données [3] donne un sous-enregistrement des naissances des 12 derniers mois d’environ 18 %. Ces deux biais se compensant partiellement, l’effet net serait une sous-estimation du rapport de mortalité liée à la grossesse de l’ordre de 2/5.

Dans l’interprétation des données sur la mortalité liée à la grossesse au Malawi, il est essentiel de se souvenir que ce pays a été touché par une importante épidémie de VIH à la fin des années 1990 et au début des années 2000. La mortalité associée au VIH affecte les résultats des méthodes de distribution des décès, décrites ailleurs, en sorte que le facteur correcteur présenté plus haut doit alors être appliqué avec prudence.

Les résultats fondés sur des données provenant de recensements ou de grands échantillons censitaires présentent l’avantage de ne pas être soumis à une erreur d’échantillonnage. Donc, s’il est hasardeux de tirer des conclusions en termes différentiels à partir des données des histoires des frères et sœurs, la même réserve ne s’impose pas autant quand il s’agit d’estimations basées sur des données de recensement (quoique, même dans un recensement, certains effectifs puissent être très faibles pour certains sous-groupes et entraîner une erreur aléatoire). En outre, étant donné qu’on doit évaluer, et souvent corriger, des données de recensement, certaines estimations restent sujettes à une grande incertitude.

Références

Hill, K, C. Stanton, M. Levin et al. (2011) Measuring Maternal Mortality from a Census: Guidelines for Potential Users. Geneva: World Health Organization.