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. 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 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 :

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

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

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

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

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

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 :

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

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

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

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. 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

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. 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

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 et Évaluation des données sur la fécondité récente). 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). 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 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

WHO. (2013) WHO guidance for measuring maternal mortality from a censusGeneva: World Health Organization. https://iris.who.int/bitstream/handle/10665/87982/9789241506113_eng.pdf