Thème spécil Inéglités de snté Dossiers thémtiques Inéglités socio-économiques et mortlité de l enfnt : comprison dns neuf pys en développement Adm Wgstff 1 Cet rticle est le résultt d une enquête et de son nlyse sur les inéglités de mortlité chez le nourrisson et l enfnt de moins de cinq ns, estimée en fonction de l consommtion dns les pys suivnts : Afrique du Sud, Brésil, Côte d Ivoire, Ghn, Népl, Nicrgu, Pkistn, Philippines et Viet Nm. Les données utilisées sont celles de l étude sur l mesure des niveux de vie et de l enquête longitudinle sur l snté et l nutrition conduite dns l île de Cebu. Les tux de mortlité ont été estimés directement lorsque l histoire de l fécondité est prfitement connue et indirectement dns le cs contrire. L distribution de l mortlité été comprée entre les différents pys u moyen de courbes de concentrtion et d indices de concentrtion : l dominnce étéexminée pour toutes les comprisons entre deux pys ; l erreur type des indices de concentrtion étéclculée et des tests de significtion sttistique des différences d inéglités rélisés entre les pys. Article publié en nglis dns Bulletin of the World Helth Orgniztion, 2000, 78 (1) : 19-29. Introduction L méliortion de l snté des puvres et l diminution des inéglités de snté entre les puvres et les non-puvres est devenue un objectif mjeur de certines orgnistions interntionles, notmment l Bnque mondile et l OMS, insi que d un certin nombre de gouvernements dns le contexte de leurs politiques ntionles et de leurs progrmmes d ide u développement. Depuis 1997, l priorité des secteurs snté, nutrition et popultion de l Bnque mondile est de trviller vec les pys pour méliorer les issues concernnt l snté, l nutrition et l popultion pour les puvres du monde et de protéger l popultion de l ppuvrissement consécutif à l mldie, l mlnutrition et une fécondité élevée (1). 1 Development Economics Reserch Group nd Humn Development Network, Bnque mondile, 1818H Street NW, Wshington, DC, 20433 (Etts-Unis d Amérique) (mél : wgstff@worldbnk.org) (Correspondnce) ; School of Socil Sciences, University of Sussex, Brighton (Angleterre). Notre préoccuption évidente est ici représentée pr les inéglités de snté systémtiquement ssociéesàl sitution économique. Il n est ps sns intérêt mis hors du propos de cet rticle de se poser l question de svoir pourquoi cette dimension spécifique de l inéglité de snté suscite tnt d intérêt prmi les responsbles des choix politiques et les chercheurs, et pourquoi les trvux concernnt les inéglités de snté globles ont reçu beucoup moins d ttention. Ces deux ctégories sont bien entendu des inéglités les inéglités pures concernent simplement des différences de snté entre individus, tndis que les inéglités socio-économiques ne concernent que des différences interindividuelles liées à des différences de sitution socio-économique. Le terme «inéglité» est églement pplicble à chcun de ces types et, ni dns un cs ni dns l utre, son utilistion n implique en lui-même une connottion de l différence exminée comme injuste ou inéquitble. Réf.:0202 L diminution de l chrge de morbidité chez les puvres est mintennt l priorité de l OMS (2). Le Royume-Uni s est enggé àréduire les inéglités de snté à l intérieur de ses frontières et fit de l méliortion de l snté des puvres l objectif clé de ses trvux sur l snté dns les pys en développement. D utres pys européens, et notmment les Pys-Bs et l Suède, se sont enggés à diminuer chez eux les inéglités de snté ou ont montré un intérêt considérble pour les trvux concernnt ces inéglités. Divers obstcles s y opposent, entre utres le mnque de données comprbles sur les niveux de snté prmi les puvres et sur les inéglités de snté entre les puvres et les non-puvres, essentiellement dns les pys en développement. On dispose pour l pluprt des pys d un grnd nombre de données sur l popultion (issues de snté moyennes). Il existe des données pr région, niveu d éduction et profession dns les pys industrilisés, mis comprtivement peu d études tritent des pys en développement. Ces données ne sont cependnt ps typiquement comprbles d un pys à l utre ou u cours du temps, et quoi qu il en soit ne permettent ps d expliquer directement le fossé qui sépre les puvres des non-puvres. Curieusement, il existe peu de données sur les issues de snté en fonction du revenu ou de l consommtion, b et les données désgrégées existntes sont rrement exprimées sous forme d un indice globl qui permettrit des comprisons entre pys ou dns le b Une des rres études concernnt les pys industrilisés est rpportée pr vn Doorsler et l. (3). Elle exmine les inéglités de l snté uto-évluée en fonction du revenu. 18 # Orgnistion mondile de l Snté, 2000 Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000
Inéglités socio-économiques et mortlité de l enfnt temps. c Pr conséquent, on sit ml comment les pys se situent les uns pr rpport ux utres en mtière d inéglités de snté liées u revenu ni comment des pys donnés ont évolué u cours du temps. Le présent rticle pour but de combler cette lcune : en décrivnt des méthodes de mesure des inéglités de snté entre les puvres et les nonpuvres et en recherchnt si les différences entre pys et u cours du temps sont significtives ; en produisnt des données sur l mpleur des inéglités entre puvres et non-puvres dns un domine prticulier de l snté, à svoir l mortlité, et dns un secteur prticulier de l popultion des pys en développement, à svoir l enfnt de moins de cinq ns. On espère que ces méthodes seront utiles ux trvux qui compreront des pys ou surveilleront des tendnces. Ces méthodes ont été ppliquées à neuf pys en développement : Afrique du Sud, Brésil, Côte d Ivoire, Ghn, Népl, Nicrgu, Pkistn, Philippines et Viet Nm. L Jmïque et l Roumnie vient été initilement pressenties, mis ont été exclues pr l suite, les enquêtes ynt fourni des estimtions de mortlité trop éloignées des données publiées. Les données utilisées, à l exception de celles concernnt les Philippines, sont tirées de l étude sur l mesure des niveux de vie rélisée pr l Bnque mondile (Living Stndrds Mesurement Study : LSMS). d Concernnt les Philippines, les données se rpportent à l nlyse de l enquête longitudinle sur l snté et l nutrition conduite dns l île de Cebu rélisée en 1991. d On espère églement que les résultts stimuleront l recherche sur ce qui intervient dns les différences d inéglités des tux de mortlité des moins de cinq ns observées d un pys à l utre entre les puvres et les non-puvres ; l objectif est de mettre en lumière l combinison des politiques qui contribue à produire des tux moyens fibles et des inéglités fibles. Les tux de mortlité ux premiers âges de l vie ont une influence importnte sur l espérnce de vie à l nissnce, un indicteur de snté cpitl. L mortlité du nourrisson et celle du moins de cinq ns sont considérées en tnt que telles comme des indicteurs clés. En outre, les données de mortlité sont reltivement solides (4), e tndis que l morbidité c On observe églement que les cuses des inéglités de snté ne sont ps ssez étudiées, et notmment de mnière empirique en vue de décomposer les inéglités ou de quntifier l impct reltif de diverses politiques en réduction des inéglités de snté. d L LSMS et l enquête longitudinle sur l snté et l nutrition dns l île de Cebu sont des études en cours. On trouver des détils sur le site http://www.worldbnk.org/lsms et http://www.cpc.unc.edu/ projects/cebu/cebu_home.html. e Il ne s git ps de dire qu elles sont dépourvues de biis. Il semble plusible que les puvres soient moins enclins à déclrer les décès d enfnts que les riches. Il semble églement plusible que les femmes puvres soient comprtivement plus sensibles ux fcteurs à l origine d vortements spontnés ou de mortinissnces ; pr conséquent, si l on s en tient ux nissnces vivntes, une grnde prtie de l sitution psser inperçue. peut être perçue différemment pr les différents groupes économiques et, pr conséquent, entchées d un biis de déclrtion. Le choix de l LSMS comme bse de données demnde à être expliqué. Deux de ses spects n en font ps une bse idéle : dns certines des enquêtes, l tille de l échntillon est reltivement fible, ce qui pourrit être l origine de difficultés, notmment dns les pys où l fécondité est fible ; dns certines des enquêtes de l LSMS, les ntécédents de fécondité sont incomplets et ne permettent qu une estimtion indirecte des tux de mortlité. f Concernnt ces deux spects, les enquêtes LSMS sont inférieures ux enquêtes démogrphiques et de snté clssiques qui utilisent un grnd échntillon et comportent systémtiquement les ntécédents de fécondité complets, et permettent donc d estimer directement l mortlité. Mlheureusement, et dns presque tous les pys, les enquêtes démogrphiques et de snté ne recueillent ps de données sur le revenu, l consommtion ou les dépenses des ménges, contrirement à l LSMS. Les données concernnt les dépenses, le revenu et l production domestique ont étéssociées pr l Bnque mondile pour obtenir une mesure de l consommtion des ménges, considérée pr les spécilistes de l puvreté comme un meilleur indicteur du niveu de vie que les données clssiques du revenu. Pr cet spect, l LSMS est nettement supérieure ux enquêtes démogrphiques et de snté. g Mesure et tests de significtion des inéglités de mortlité Supposons que nous disposions d une vrible qui rend compte de l sitution économique des ménges. Clssons les enfnts nés vivnts en fonction de l sitution économique du ménge et réprtissons l échntillon en quintiles. En principe, on peut utiliser les déciles, mis dns l pluprt des enquêtes LSMS l échntillon est trop petit pour qu une clssifiction ussi fine donne des résultts (6). On estime ensuite les tux de mortlité du nourrisson et de l enfnt de moins de cinq ns dns chcun des quintiles. f Les nmnèses incomplètes comportent, pour chque femme en âge de procréer, des informtions sur le nombre d enfnts nés vivnts et sur le nombre de décès. Les estimtions des tux de mortlité ne peuvent être obtenues qu en superposnt ces données à celles des tbles de mortlité modèles (5). Qund l histoire est complète, elle indique pour chque femme en âge de procréer l dte de nissnce de chcun des enfnts et l dte de décès, le cs échént. On peut lors estimer directement les tux de mortlité. Certines enquêtes LSMS, y compris l enquête en Afrique du Sud utilisée dns le présent rticle, ne fournissent ps d histoire complète de l fécondité, mis contiennent des informtions sur le nombre de décès entre l nissnce et l âge d 1 n, et entre 1 n et 5 ns. On ne voit toutefois ps très bien comment ce supplément d informtion pourrit servir à obtenir des estimtions plus précises que les estimtions indirectes. g Plusieurs études mesurent les inéglités de mortlité entre des groupes constitués en clssnt les ménges en fonction de l première composnte principle ; ces nlyses portent sur les composntes principles prmi diverses mesures du logement et de l possession de biens de consommtion durbles. Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000 19
Thème spécil Inéglités de snté A l Figure 1, L(p) est l courbe de concentrtion de l mortlité, exprimnt l proportion cumulée de décès (sur l xe des ordonnées) pr rpport à l proportion cumulée d enfnts à risque (sur l xe des bscisses) clssés en fonction du niveu de vie, en commençnt pr les enfnts les plus désvntgés. L similrité vec l courbe de Lorenz est évidente, mis on ne doit ps oublier que le clssement n est ps fit en fonction de l vrible dont on étudie l distribution. On étudie l distribution de l mortlité, non en comprnt les quintiles constitués pr tux de mortlité, mis u contrire en comprnt les quintiles constitués en fonction de l sitution économique. Si L(p) se confond vec l digonle, tous les enfnts, quelle que soit leur sitution économique, ont le même tux de mortlité. Si, comme c est plus probblement le cs, L(p) se situe udessus de l digonle, les inéglités de mortlité sont fvorbles ux enfnts les plus isés ; nous dirons que ces inéglités sont de type proriche. Si L(p) se situe en dessous de l digonle, les inéglités de mortlité seront propuvres (inéglités qui désvntgent les plus isés). Plus L(p) s écrte de l digonle, plus les inéglités de mortlité sont grndes entre les différents quintiles de sitution économique. Si l courbe L(p) du pys X se trouve à tout moment plus proche de l digonle que celle du pys Y, on dit que l courbe de concentrtion du pys X domine celle du pys Y. Il semble risonnble de conclure qu il y mnifestement moins d inéglités de mortlité dns le pys X que dns le pys Y. Lorsque les courbes de concentrtion se croisent ou si l on besoin d une mesure numérique des inéglités de snté, on peut lors utiliser l indice de concentrtion. Celui-ci est ppelé C ci-dessous et se définit comme deux fois l ire comprise entre l courbe L(p) et l digonle. Cet indice est lié à l indice reltif d inéglité (7), lrgement utilisé, pr les épidémiologistes notmment, dns l nlyse des inéglités de snté et de mortlité liées à l sitution socio-économique (8). C est égl à zéro lorsque L(p) se superpose à l digonle, négtif lorsque L(p) se situe u-dessus de l digonle, et positif lorsque L(p) se situe en dessous de l digonle. De mnière générle, pour T groupes économiques, C peut être exprimé pr l éqution suivnte h : C = m 2 S T f t=1 tm t Rt 1 (éq. 1) vec m = S T t=1 f t m t représentnt le tux de mortlité moyen globl, m t étnt le tux pour le t ème groupe économique, et R t son rng reltif défini pr : R t = S t-1 y=1 f y + 1 2 f t (éq. 2) et indiqunt l proportion cumulée de l popultion jusqu à l vleur centrle de l intervlle de clsse correspondnt à chque groupe économique. On peut ussi clculer C à prtir des données regroupées en utilisnt l éqution de régression suivnte : 2 s 2 R [m t /m] Hn t = 1. Hn t + b 1. R t Hn t + u t (éq.3) dns lquelle s 2 est l vrince de R R t,n t le nombre d enfnts nés dns le groupe t, 1 et b 1 les coefficients de l éqution de régression et u t un terme d erreur. L estimteur de b 1 est égl à : b^ 1= 2 m St=1 T f t (m t m)(r t 2 1 ) (éq.4) dns lquelle on voit, en comprnt vec l éqution (1) que b 1 est égl à C. Les lecteurs fmilirisés vec l indice reltif d inéglité remrqueront que l éqution (3) est essentiellement l même que l éqution de régression utilisée pour clculer cet indice dns le cs où on recourt ux données groupées : l rcine crrée de l tille des groupes trnsforme l estimtion, l fisnt psser de moindres crrés ordinires à des moindres crrés pondérés et l division de l prtie guche de l éqution pr m signifie simplement que le coefficient b 1 de l pente est l indice reltif d inéglité plutôt que l pente de l indice d inéglité. L unique différence entre l éqution (3) et celle utilisée pour clculer l indice reltif d inéglité est lors que l prtie guche contient l vrince de l vrible rng. Celleci s pproche cependnt de 1/12 u fur et à mesure que l tille de l échntillon s ccroît, et peut pr conséquent être considérée pproximtivement comme une constnte dns les différents échntillons. L indice reltif d inéglité etc doivent lors clsser l distribution de l même mnière l différence entre les deux méthodes de mesure est peu considérble ; l courbe de concentrtion toutefois l intérêt de fciliter les comprisons grphiques des inéglités de snté. Lorsqu on fit des comprisons entre pys ou u cours du temps, il ne fut ps oublier que les tux de mortlité sont obtenus à prtir des données des enquêtes et, pr conséquent, sujets ux fluctutions h Se reporter à Kkwni, Wgstff et vn Doorsler (6) pour des informtions complémentires sur l éqution (1) et les équtions ci-près. 20 Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000
Inéglités socio-économiques et mortlité de l enfnt d échntillonnge. Il est donc utile d ssocier les comprisons numériques de l indice C vec des tests de significtion sttistique de toute différence interpys ou temporelle observée. Un intérêt de l éqution de régression (éqution (3)) est qu elle donne l erreur type de l indice de concentrtion C. Cette erreur type n est toutefois ps prfitement excte, dns l mesure où les observtions contenues dns chque éqution de régression ne sont ps indépendntes les unes des utres en rison de l nture de l vrible R t. L estimteur de l erreur type suivnt (6) tient compte de l corréltion qui existe entre les données à l intérieur de l série : vr(c)= n 1 [St=1 T f t 2 t (1+C ) 2 ] (éq. 5) dns lquelle t = m t m (2 R t 1 C )+2 q t-1 q t (éq. 6) et q t = m 1 St y=1 m y f y (éq.7) est l ordonnée de L (s), qund q 0 = 0. C est cet estimteur qui est utilisé, plutôt que celui qui figure dns l éqution (3), lequel est repris dns l section cidessous tritnt de l mortlité de l enfnt et de ses inéglités. Définition des données et des vribles Les enquêtes utilisées dns le présent rticle sont indiquées u Tbleu 1. Elles diffèrent pr l tille de l échntillon (de 1600 à 8848 ménges), l période d enquête (de 1987 à 1996) et les données de mortlité (deux d entre elles contiennent des histoires incomplètes de l fécondité et, pr conséquent, n utorisent que des estimtions indirectes de l mortlité). On remrquer que l couverture géogrphique du Brésil et des Philippines est limitée. Mesure des niveux de vie Les niveux de vie ont été mesurés en équivlents de l consommtion des ménges à l dte de l enquête. L consommtion des ménges été mesurée u moyen de l vrible de consommtion globle construite dns les enquêtes LSMS. Si les détils méthodologiques vrient légèrement d une enquête à l utre, l objectif étit globlement le même dns chque cs : prvenir à une mesure de l consommtion des ménges concernnt l limenttion, le logement et divers utres produits non limentires reflétnt non seulement les dépenses de ménge, mis églement une éventuelle production domestique d liments ou d utres produits non limentires insi que l vleur loctive de l hbittion et d utres biens durbles. Ces enquêtes LSMS ont une crctéristique originle qui est de permettre une mesure complète du niveu de vie. Dns le cs de l enquête longitudinle sur l snté et l nutrition rélisée dns l île de Cebu, le revenu été mesuré de mnière lrge en inclunt les revenus slriux et non slriux, les revenus en nture fournis pr des membres extérieurs à l fmille, l vleur des légumes et des utres biens produits pr l fmille, l vleur loctive de l hbittion fmilile insi que l vleur des utres biens de consommtion durbles. Tbleu 1. Enquêtes utilisées dns l nlyse des inéglités de l mortlité Pys Années Nombre Histoire Remrques concernées de del pr les ménges fécondité données Brésil 1996 4940 Complète Régions sud-est et nord-est uniquement. Histoire concernnt les nissnces des 5 nnées précédentes seulement. Histoires incomplètes églement disponibles. Côte d Ivoire 1987-88 1600 Complète Ghn 1987-88 3192 Complète Népl 1996 3373 Complète Difficultés d enregistrement des dtes de nissnce et d entretien en rison de l confusion entre les clendriers néplis et grégoriens pour une prtie de l échntillon. Les nissnces en question ont étéexclues de l nlyse. Nicrgu 1993 4200 Incomplète Pkistn 1991 4800 Complète Philippines 1991 2572 Complète Enquête longitudinle sur l snté et l nutrition à Cebu. Afrique du Sud 1993 8848 Incomplète Données églement recueillies sur un certin nombre de décès de nourrissons et d enfnts de moins de 5 ns, mis insuffisntes pour ppliquer l méthode d estimtion directe. Viet Nm 1992-93 4800 Complète Enquête Living Stndrds Mesurement Study (LSMS), suf pour les Philippines. Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000 21
Thème spécil Inéglités de snté Un équivlent de l consommtion des ménges été construit pour tenir compte de l tille des ménges. L construction de cet équivlent suppose deux positions extrêmes qui sont les suivntes : ps d économies d échelle en mtière de consommtion des ménges (c est-à-dire il en coûte à deux personnes deux fois plus qu à une seule pour vivre) ; économies d échelle mximles (il en coûte à deux personnes pour vivre l même chose qu à une seule). Ces hypothèses et certines hypothèses intermédiires peuvent être représentées pr l reltion suivnte entre l équivlent consommtion et l consommtion réelle : E = A/H e (équ. 8) dns lquelle E est l équivlent consommtion, A est l consommtion réelle, H est l tille du ménge, et e l élsticité de l échelle d équivlence (9). Dns l hypothèseoùil n y ps d économies d échelle, e est égl à 1, et l équivlent consommtion est tout nturellement l consommtion pr hbitnt. Dns l hypothèse où le coût de l vie de deux ou plusieurs personnes est identique à celui d une personne, e est égl à 0,et l équivlent consommtion est évidemment l consommtion totle des ménges. S il n est ps rre de voir e fixé à1(justement pr hbitnt), une position plus plusible, u moins dns les pys où une prtie non négligeble de l consommtion consiste en produits non limentires, est qu il y it certines économies d échelle, mis que l élsticité e soit positive. Dns les pys de l OCDE, on constte qu on obtient une pproximtion ssez bonne de l pluprt des échelles d équivlence u moyen de l éqution (8), et que, en moyenne, l vleur correspondnte de l élsticité e se situe utour de 0,4 (9). En Equteur, Hentschel et Lnjouw (10) se sont servis de trois vleurs de e : 0,4, 0,6 et 1,0. Dns ce qui suit, e est fixé à 0,5 ; il semble que cette position intermédiire soit risonnble. L justement pr hbitnt, à svoir qund e = 1, tend à diminuer les inéglités de mortlité et, dns le cs du Pkistn, le grdient est inversé. Mesure de l mortlité Lorsqu on dispose d histoires complètes de l fécondité, les tux de mortlité ont été estimés pr l méthode directe. Un exemple en est donné u Tbleu 2 vec les données de l enquête longitudinle sur l snté et l nutrition dns l île de Cebu. Comme dns toutes les enquêtes où l histoire de l fécondité est complète à l exception du Brésil où ces histoires n étient disponibles que pour les 5 dernières nnées seuls les enfnts nés dns les 10 nnées précédnt l enquête sont inclus dns l estimtion des tux de mortlité. Dns le cs de l île de Cebu, ce critère de recrutement conduit à l sélection de 6645 enfnts. L première ligne de l troisième colonne du Tbleu 2 indique combien, prmi ces enfnts, ont été censurés u cours des 6 premiers mois, intervlle choisi dns cette tble. En d utres termes, 163 enfnts sur les 6645 sont nés dns les 6 mois précédnt l enquête, et leur exposition étit pr conséquent inférieure à 6 mois sur l durée possible mximle de 10 ns. On supposé que ces 163 enfnts étient en moyenne exposés seulement pendnt environ l moitié des 6 mois, et donc le nombre totl d enfnts exposés pendnt les 6 premiers mois étit 6645 moins l moitié de 163, soit 6564. (C est à cuse de cette hypothèse que l lrgeur de l intervlle de l importnce. En effet, les résultts des enquêtes démogrphiques et de snté sont obtenus vec des intervlles non fixés à priori, plus petits pour l première nnée de vie que pr l suite. Les clculs étnt lors compliqués, cette solution n ps été retenue dns l présente étude. Avec des intervlles fixés à priori, l réduction de l intervlle à moins de 6 mois vit peu d effet, lors que le choix d un intervlle plus long vit des conséquences importntes.) Tbleu 2. Exemple de tble de survie, Philippines (Cebu) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Borne Nombre Nombre Nombre Nombre Proportion Proportion Tux de Erreur type Erreur type Tux de inférieure d enfnts d enfnts d enfnts d enfnts d enfnts cumulée mortlité de l reltive risque de présents u censurés exposés décédés survivnts d enfnts ( x q 0 ) proportion (l (t )) l intervlle début de dns u risque survivnts cumulée l intervlle l intervlle à l fin de d enfnts l intervlle survivnts 0,0 6645 163 6564 166 0,975 0,975 0,025 0,002 0,075 0,051 0,5 6316 158 6237 86 0,986 0,961 0,039 0,002 0,062 0,028 1,0 6072 217 5964 71 0,988 0,950 0,050 0,003 0,054 0,024 1,5 5784 216 5676 46 0,992 0,942 0,058 0,003 0,050 0,016 2,0 5522 232 5406 38 0,993 0,936 0,065 0,003 0,048 0,014 2,5 5252 220 5142 20 0,996 0,932 0,068 0,003 0,047 0,008 3,0 5012 225 4900 21 0,996 0,928 0,072 0,003 0,046 0,009 3,5 4766 209 4662 9 0,998 0,926 0,074 0,003 0,045 0,004 4,0 4548 255 4421 13 0,997 0,923 0,077 0,003 0,044 0,006 4,5 4280 269 4146 6 0,999 0,922 0,078 0,004 0,045 Erreur type exprimée en proportion de x q 0. 22 Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000
Inéglités socio-économiques et mortlité de l enfnt Sur les 6645 enfnts nés pendnt les 10 nnées précédentes, 166 sont morts u cours des 6 premiers mois et l proportion de survivnts étit donc 6398/ 6564, soit 0,975. Le tux de mortlité pour les 6 premiers mois, 0,5 q 0,étit 1 0,975, soit 0,025. Le nombre d enfnts présents u début de l deuxième période de 6 mois étit 6645 163 166, soit 6316. Prmi eux, 158 ont été exposés pendnt moins de 6 mois, c est-à-dire sont nés moins d un n vnt l enquête. Sur les 6237 enfnts exposés u risque de décès u cours de leur première nnée de vie, 86 sont morts vnt leur premier nniversire, donnnt une proportion cumulée d enfnts ynt survécu de leur nissnce à leur premier nniversire de 0,961. L colonne 7 du Tbleu 2 rend compte de l fonction de survie, qui donne un tux de mortlité infntile (c est-à-dire chez les moins de 1 n) de 0,039, soit 39 pour 1000 nissnces vivntes. L colonne 9 donne l erreur type de l proportion cumulée d enfnts survivnts ou, pr équivlence, l erreur type du tux de mortlité entre l nissnce et l fin de l intervlle considéré. L colonne 10 exprime ces données sous forme de proportion du tux de mortlité. L dernière colonne indique le tux de risque, l (t) qui indique l vitesse à lquelle l fonction de survie S(t) diminue u cours du temps, soit d lns(t)/dt. Enfin, l dernière ligne de l colonne 8 donne le tux de mortlité chez les moins de cinq ns, 5 q 0, qui ici est égl à 78 pour 1000 nissnces vivntes, obtenu vec une erreur type de 4,5 %. Dns le cs où l histoire de l fécondité étit incomplète, les estimtions de l mortlité ont été obtenues pr l méthode indirecte (5), impliqunt de superposer ux tbles de survie modèles les données concernnt les nissnces vivntes et les décès. Les données nécessires à ce clcul étient de deux ordres : le nombre d enfnts nés de l femme considérée et le nombre d enfnts décédés. Les estimtions peuvent être obtenues u moyen du progrmme informtisé QFIVE (5). Les résultts obtenus comportient les estimtions de l mortlité du nourrisson et des moins de cinq ns en fonction de l clsse d âge de l mère et pour différentes tbles de survie régionles. Les résultts donnés cidessous s ppuient sur les tbles de survie régionles (Tbleu 2) utilisées pr Hill et Yzbeck (11) pour les pys considérés. Les tux indiqués sont de simples moyennes des tux estimés pour les femmes pprtennt ux clsses d âge 25-29 ns, 30-34 ns et 35-39 ns. i Inéglités du tux de mortlité de l enfnt dns neuf pys Il semble risonnble de commencer en comprnt les tux de mortlité globle obtenus à prtir des i L ONU suggère(5) que ces clsses d âge sont probblement les plus fibles et qu un tux risonnble de mortlité correspondrit à une moyenne non pondérée des tux pour ces clsses d âge. En prennt une moyenne non pondérée, on stndrdise les différences interpys de l distribution pr âge des femmes, ce qui, évidemment, est souhitble. enquêtes utilisées ici ux tux de mortlité obtenus à prtir d utres enquêtes et d utres sources pour ces mêmes pys. Tux de mortlité globle de l enfnt et du nourrisson d près les enquêtes Le Tbleu 3 indique les tux de mortlité du nourrisson et de l enfnt de moins de cinq ns obtenus à prtir des enquêtes utilisées dns le présent rticle, ccompgnés des erreurs types, le cs échént. On indique églement les tux correspondnt ux mêmes périodes, clculés à prtir des chiffres fournis pr Hill et Yzbeck (11). Avec l méthode directe, les tux moyens pour l échntillon étient, pour l essentiel, très proches de ces vleurs, en prticulier pour l mortlité des moins de cinq ns. Les erreurs types reltives ne sont ps muvises les erreurs types des enquêtes démogrphiques et de snté sont clssiquement de 4 à 8%(12). Le Brésil est une exception, vec une estimtion directe du tux de mortlité de plus de 50 % en dessous des tux estimés pr Hill et Yzbeck pour l ensemble du pys et des erreurs types voisinnt 15 % du tux de mortlité. On remrquer que cette enquête ne couvrit ps l totlité du Brésil, lors que les chiffres donnés pr Hill et Yzbeck s ppliquient à l ensemble du pys. L exclusion de zones telles que le sud-est et le nord-est devrit toutefois entrîner une ugmenttion plutôt qu une diminution du tux de mortlité (13). Dns le cs du Brésil, l estimtion indirecte est mrginlement supérieure ux chiffres de Hill et Yzbeck et, pr conséquent, l méthode indirecte semble dns ce cs une méthode plus fible de recherche des inéglités. Les estimtions indirectes obtenues pour l Afrique du Sud et le Nicrgu s écrtent légèrement de celles de Hill et Yzbeck ; l écrt n est toutefois ps considérble. Les résultts d ensemble sont pr conséquent encourgents et donnent à penser que les données des LMS devrient pouvoir expliquer en prtie les différences de mortlité liées à l sitution économique. Différences de mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns en fonction de l équivlent consommtion Le Tbleu 4 met en évidence l mpleur des inéglités de mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns. A l exception du Ghn, c est dns le quintile des plus puvres que les tux de mortlité du nourrisson et du moins de cinq ns sont les plus élevés, plus que dns tous les utres quintiles ; cette sitution ne se retrouve u Ghn que pour l mortlité des moins de cinq ns, mis ps pour l mortlité du nourrisson. Dns un grnd nombre de pys, l écrt est considérble entre le quintile inférieur et le reste de l popultion. C est en prticulier le cs de l mortlité des moins de cinq ns vec toutefois quelques exceptions : le Ghn, le Pkistn et le Viet Nm. Les tux de mortlité ne diminuent régulièrement vec l ugmenttion progressive de l consommtion que dns un petit nombre de pys : Brésil, Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000 23
Thème spécil Inéglités de snté Tbleu 3. Estimtions des tux de mortlité pour l échntillon Pys Années Méthode Nombre Tux de mortlité chez le nourrisson Tux de mortlité chez le moins de cinq ns d en- d esti- de nis- Période 1q 0 Erreur Vleur Source Ecrt Période 5q 0 Erreur Vleur Source Ecrt quête mtion snces type de (%) type de (%) reltive référence reltive référence (%) (%) Brésil 1996-97 Directe 1985 1990-97 23 15 51 Brésil 1996-97 Indirecte (S) 4676 1987-92 53 57 Côte d Ivoire 1988-89 Directe 2538 1978-89 68 7 89 Ghn 1988-89 Directe 4001 1978-89 82 5 99 Népl 1996 Directe 5572 1985-96 62 5 94 Nicrgu 1993 Indirecte (W) 8834 1983-88 71 81 Pkistn 1991 Directe 12 678 1981-90 124 2 99 Philippines 1991 Directe 6645 1981-91 39 6 50 (Cebu) Afrique du Sud 1993 Indirecte (N) 11 087 1985-89 74 58 Viet Nm 1992-93 Directe 5283 1982-93 34 7 36 b 55 1991-96 29 14 61 7 1987-92 64 70 23 1978-89 116 6 124 17 1978-89 142 4 162 34 1985-96 91 5 134 12 1983-88 98 118 26 1981-90 147 2 144 22 1981-91 78 4 65 28 1985-89 117 78 6 1982-93 51 6 49 Hill et Yzbeck (11) indiquent les tux pour différentes nnées. Nous vons interpolé leurs données et pris une moyenne pour l période considérée. b Sources ntionles. b 53 9 6 12 32 17 2 19 50 4 Tbleu 4. Tux de mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns, pr quintile d équivlent consommtion Pys Mortlité chez le nourrisson Mortlité chez le moins de cinq ns Quintiles Quintiles 1 2 3 4 5 Moyenne 1 2 3 4 5 Moyenne globle globle Brésil 72,7 37,0 32,7 17,0 15,3 43,2 113,3 51,7 45,0 20,3 18,7 63,5 Côte d Ivoire 106,7 64,4 40,9 63,4 66,6 68,4 163,1 107,6 119,1 93,9 99,7 116,7 Ghn 85,1 72,5 75,8 93,0 84,0 82,1 155,5 142,4 140,9 143,7 129,7 142,5 Népl 80,1 70,1 53,7 64,9 40,6 61,9 126,8 107,2 75,2 81,2 64,6 91,0 Nicrgu 98,7 77,3 64,0 60,0 40,7 71,9 141,7 108,3 87,3 81,0 51,3 99,8 Pkistn 130,4 120,3 118,1 125,7 127,3 124,4 160,1 147,4 137,6 145,9 145,2 147,2 Philippines (Cebu) 47,8 41,0 40,9 38,4 25,9 38,8 109,0 91,3 84,0 64,2 44,0 78,5 Afrique du Sud 97,3 83,7 64,3 64,0 51,0 74,1 159,7 133,3 74,5 99,3 76,7 112,7 Viet Nm 40,2 24,3 35,7 37,0 31,9 33,9 53,5 48,7 53,4 50,4 47,4 50,7 Qund on utilisé lméthode indirecte pour clculer le tux de mortlité, les quintiles correspondent ux mères et non ux enfnts. Au Brésil, les cinq quintiles représentent respectivement 34 %, 22 %, 17 %, 14 % et 12 % des nissnces vivntes. Au Nicrgu, les chiffres correspondnts sont de 26 %, 22 %, 19 %, 17 % et 15 %. En Afrique du Sud, ils sont respectivement de 24 %, 20 %, 19 %, 20 % et 16 %. Nicrgu et Philippines. C est le cs églement de l Afrique du Sud pour l mortlité du nourrisson, mis ps pour celle des moins de cinq ns. Dns les utres pys, à l exception du Pkistn, l tendnce correspondnte est nettement orientée vers le bs. Il pprît donc que les perspectives de survie de l enfnt, u moins dns ces pys, sont plus muvises pour l enfnt né dns une fmille puvre que pour celui né dns une fmille plus isée, et que les perspectives s méliorent plus ou moins régulièrement u fur et à mesure que le revenu ugmente. D près les données du Tbleu 4, on situe ml les pys dns lesquels les inéglités sont mximles chez le nourrisson et le moins de cinq ns, et ceux dns lesquels elles sont minimles. L sitution est encore compliquée pr le fit que les quintiles correspondnt à l Afrique du Sud, u Brésil et u Nicrgu se réfèrent non à l enfnt mis à lmère. Ce serit donc une erreur, pr exemple, de comprer le quintile inférieur pour le Brésil, qui représente 34 % des nissnces vivntes pendnt l période considérée, et celui du Viet Nm qui correspond à 20%. Inéglités de l mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns : dominnce Pour étudier les inéglités de mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns, on peut comprer les courbes de concentrtion, à svoir vérifier l existence d une dominnce. Dns les courbes de concentrtion, le nombre exct d enfnts est utomtiquement ssocié u tux de mortlité considéré. Dns le cs de l mortlité du nourrisson, le résultt est loin d être clir, les courbes se recoupnt pour un grnd nombre des comprisons possibles pr pires. Le résultt est plus net pour l mortlité des moins de cinq ns. L Figure 2 indique l écrt des courbes de concentrtion de l mortlité des moins de cinq ns pr rpport à l digonle. Toutes les courbes de 24 Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000
Inéglités socio-économiques et mortlité de l enfnt concentrtion se situent u-dessus de l digonle et pr conséquent u-dessus de l xe des bscisses dns l Figure 2 ce qui indique une inéglité de l mortlité des moins de cinq ns en fveur des riches dns tous ces pys. L courbe de concentrtion pour le Brésil est celle qui s écrte le plus de l digonle et ne recoupe ucune utre courbe de concentrtion d un utre pys. Il existe un groupe de pys dns lequel les inéglités sont plus fibles et dont les courbes de concentrtion se recoupent u milieu du grphique Afrique du Sud, Côte d Ivoire, Népl, Nicrgu et Philippines. On remrque ensuite trois pys dns lesquels les inéglités sont bien moins grndes Ghn, Pkistn et Viet Nm dont deux ont des courbes de concentrtion qui se recoupent. Ces résultts peuvent être représentés u moyen d un digrmme de Hsse comme à l Figure 3. Les pys de même niveu, reliés pr des lignes pointillées, ont des courbes de concentrtion qui se recoupent, tndis que ceux qui se trouvent plus hut dns le digrmme ont des courbes de concentrtion qui se rpprochent de l digonle et pr conséquent des inéglités moindres que ceux qui se trouvent plus bs dns le digrmme. Pr conséquent, les courbes de concentrtion correspondnt u Pkistn et u Viet Nm dominent celle du Ghn, lquelle à son tour domine celles de l Afrique du Sud, de l Côte d Ivoire, du Népl, du Nicrgu et des Philippines. Ces courbes de concentrtion dominent à leur tour l courbe du Brésil. Inéglités de l mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns : indices de concentrtion On peut ussi clculer l indice de concentrtion qui mesure l inéglité. Cette méthode se justifie dns l mesure où les courbes de concentrtion n indiquent que l sitution des pys les uns pr rpport ux utres, ce qui de toute fçon est insuffisnt. D près les Figures 2 et 3, les inéglités u Brésil sont plus grndes chez les moins de cinq ns que, pr exemple, ux Philippines, sns toutefois préciser de combien. Dns l Figure 3, l Côte d Ivoire est située u même niveu que les Philippines, mis d près l Figure 2 il pprît clirement, même si les courbes de concentrtion se recoupent, que l courbe de l Côte d Ivoire est presque toujours plus proche de l digonle que l courbe de Cebu. Dns l hypothèse où l on ccepte les jugements de vleur qui sous-tendent l construction de l indice de concentrtion (de même que le coefficient de Gini, l indice de concentrtion est prticulièrement sensible ux trnsferts utour de l moyenne), l indice de concentrtion offre un moyen de comprer le niveu des inéglités dns des pys dont les courbes de concentrtion ne se recoupent ps et de les déprtger lorsque les courbes se recoupent. En outre, l indice de concentrtion se prête fcilement ux nlyses sttistiques pr les méthodes indiquées plus hut. Nous pouvons insi explorer l possibilité que les différences d inéglité interpys puissent être dues ux vritions d échntillonnge. Il existe des méthodes qui permettent d pprécier l significtion sttistique des différences d ordonnées entre courbes de concentrtion, mis leur mise en œuvre n est ps isée. Le Tbleu 5 indique les indices de concentrtion pour les données de mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns ccompgnés des erreurs types, clculés selon l méthode excte indiquée pr l éqution (5) ci-dessus, insi que les vleurs correspondntes du t et les intervlles de confince à 95 %. Comme l courbe de concentrtion, l indice de concentrtion tient compte de l effectif dns les différents quintiles ; c est un point importnt si l on veut comprer les inéglités dns des pys où les méthodes employées pour estimer l mortlité ne sont ps identiques. Dns tous les pys, les inéglités de mortlité chez les moins de cinq ns sont plus ccentuées que les inéglités de mortlité chez le nourrisson. On observe effectivement qu en Côte d Ivoire et u Ghn les inéglités de mortlité chez les moins de cinq ns sont sttistiquement significtives, tndis qu elles ne le sont ps chez le nourrisson. Dns tous les pys, à l exception du Pkistn et du Viet Nm, les inéglités de mortlité chez les moins de cinq ns sont sttistiquement significtives, tndis que les inéglités de mortlité Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000 25
Thème spécil Inéglités de snté Tbleu 5. Indices de concentrtion, erreurs types, t et intervlles de confince à 95 % de l mortlité du nourrisson et du moins de cinq ns Pys Mortlité du nourisson Mortlité du moins de cinq ns Intervlle de confince Intervlle de confince IC Erreur t (C) Limite Limite IC Erreur t (C) Limite Limite type (C) inférieure supérieure type (C) inférieure supérieure Brésil 0,284 0,063 4,52 0,410 0,159 0,322 0,073 4,43 0,468 0,177 Côte d Ivoire 0,095 0,076 1,25 0,247 0,057 0,096 0,039 2,47 0,175 0,018 Ghn 0,018 0,019 0,94 0,020 0,055 0,028 0,012 2,26 0,053 0,003 Népl 0,109 0,043 2,52 0,195 0,022 0,132 0,027 4,98 0,185 0,079 Nicrgu 0,150 0,041 3,71 0,231 0,069 0,169 0,046 3,67 0,262 0,077 Pkistn 0,000 0,011 0,04 0,023 0,022 0,017 0,012 1,39 0,041 0,007 Philippines (Cebu) 0,096 0,041 2,31 0,179 0,013 0,160 0,046 3,45 0,253 0,067 Afrique du Sud 0,123 0,024 5,14 0,171 0,075 0,148 0,027 5,48 0,203 0,094 Viet Nm 0,009 0,043 0,22 0,096 0,077 0,016 0,011 1,51 0,038 0,005 IC : Indice de concentrtion. chez le nourrisson ne sont significtives que dns cinq pys. Prmi les pys où l indice de concentrtion est significtif, on observe des différences considérbles dns le niveu des inéglités. Le Brésil une distribution prticulièrement inégle de l mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns, mis l Afrique du Sud, le Nicrgu et les Philippines ont des inéglités ssez importntes de survie de l enfnt suivnt les groupes de consommtion. Inversement, on note u Ghn un niveu d inéglités très fible, bien que sttistiquement significtif, de l mortlité chez les moins de cinq ns. Ces différences pprentes entre les pys posent l question de svoir quelles sont les différences d inéglités qui sont sttistiquement significtives. Les Tbleux 6 et 7 donnent le résultt du test t de l significtivité des différences entre les indices de concentrtion des pys disposés en colonne et en ligne. Dns le Tbleu 6, on voit pr exemple que le Brésil un niveu d inéglités supérieur à celui de l Côte d Ivoire (d où le signe Tbleu 6. Tests de significtion entre les indices de concentrtion de l mortlité du nourrisson Brésil Côte Ghn Népl Nicrgu Pkistn Philippines Afrique d Ivoire (Cebu) du Sud Brésil Côte d Ivoire 1,92 Ghn 4,60 1,44 Népl 2,30 0,16 2,69 Nicrgu 1,79 0,64 3,77 0,70 Pkistn 4,44 1,23 0,83 2,43 3,57 Philippines (Cebu) 2,50 0,01 2,50 0,22 0,94 2,22 Afrique du Sud 2,40 0,35 4,62 0,29 0,58 4,63 0,57 Viet Nm 3,60 0,98 0,58 1,63 2,38 0,20 1,45 2,30 Tbleu 7. Tests de significtion entre les indices de concentrtion de l mortlité des moins de cinq ns Brésil Côte Ghn Népl Nicrgu Pkistn Philippines Afrique d Ivoire (Cebu) du Sud Brésil Côte d Ivoire 2,73 Ghn 3,98 1,67 Népl 2,45 0,76 3,55 Nicrgu 1,78 1,20 2,95 0,70 Pkistn 4,14 1,94 0,64 3,94 3,19 Philippines (Cebu) 1,88 1,05 2,75 0,52 0,14 2,98 Afrique du Sud 2,24 1,09 4,04 0,43 0,39 4,43 0,22 Viet Nm 4,16 1,97 0,71 4,03 3,22 0,03 3,01 4,52 26 Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000
Inéglités socio-économiques et mortlité de l enfnt moins devnt 1,92), mis que l écrt entre les deux indices de concentrtion n est ps sttistiquement significtif. De même, l indice de concentrtion du Brésil pour l mortlité du nourrisson est en vleur bsolue plus grnd que celui du Brésil, mis l différence n est ps significtive. Pr contre, le Brésil des inéglités significtivement plus grndes en mtière de mortlité infntile que l Afrique du Sud, le Ghn, le Népl, le Pkistn, les Philippines et le Viet Nm. Les résultts du test t pour l mortlité chez les moins de cinq ns sont résumés dns un digrmme de Hsse (Figure 4), dns lequel les lignes en pointillés indiquent des différences non significtives et les lignes en trits pleins une différence significtive. C est insi qu il n y ps de différence significtive des indices de concentrtion de l mortlité chez les moins de cinq ns entre le Ghn, le Pkistn et le Viet Nm, ni entre l Afrique du Sud, l Côte d Ivoire et le Népl, mis que les indices de ces trois derniers pys sont significtivement plus grnds en vleur bsolue que ceux des trois premiers. Le Brésil des inéglités de mortlité chez les moins de cinq ns significtivement plus grndes que les six pys qui se situent udessus de lui dns le digrmme de Hsse, mis son indice de concentrtion n est ps significtivement différent de ceux du Nicrgu ou des Philippines, deux pys pour lesquels les indices ne sont ps significtivement différents de ceux de l Afrique du Sud, de l Côte d Ivoire et du Népl. Si les digrmmes de Hsse des Figures 3 et 4 ne sont ps identiques, globlement les conclusions le sont : c est u Brésil que l distribution de l mortlité chez les moins de cinq ns est l plus inégle en fonction de l équivlent consommtion, suivie de très près pr le Nicrgu et les Philippines. L Afrique du Sud, l Côte d Ivoire et le Népl ont des niveux d inéglités intermédiires ; les niveux d inéglités de l mortlité chez les moins de cinq ns sont fibles u Ghn, u Pkistn et u Viet Nm. Conclusion Dns le présent rticle sont indiquées des méthodes qui permettent de mesurer les inéglités de snté chez les puvres et les non-puvres et d nlyser l significtivité desdifférences ou des vritions de ces inéglités. De l ppliction de ces méthodes à l mesure des inéglités de mortlité chez les moins de cinq ns en comprnt les puvres et les non-puvres, on peut tirer un certin nombre de conclusions.. Les données LSMS donnent des estimtions ssez bonnes de l mortlité du nourrisson et du moins de cinq ns à l échelle de l échntillon, ssez proches des tux rpportés illeurs et, dns le cs des estimtions directes, vec des erreurs types reltivement fibles. Ces résultts sont encourgents dns l mesure où les données LSMS n ont ps toujours été considérées comme utiles pour l estimtion de l mortlité de l enfnt.. L ppliction des courbes et des indices de concentrtion à ces données montre que les inéglités de mortlité chez le nourrisson et le moins de cinq ns sont défvorbles ux défvorisés. Ces inéglités sont, dns l ensemble, sttistiquement significtives. Ce qui est intéressnt c est d observer dns quelle mesure il en est insi suivnt le pys. Les inéglités de mortlité chez le moins de cinq ns sont prticulièrement élevées u Brésil, et ssez élevées u Nicrgu et ux Philippines. Elles sont plus fibles en Afrique du Sud, en Côte d Ivoire et u Népl, mis supérieures dns ces pys à ce qu elles sont u Ghn, u Pkistn et u Viet Nm. Certins domines indiqués ci-dessous n ont ps été explorés dns l présente étude, mis mériterient plus d ttention.. Ces résultts sont l trduction d une définition prticulière du niveu de vie l équivlent consommtion dns lequel le nombre d équivlents dultes est l rcine crrée du nombre de membres du ménge. D utres positions pourrient être doptées, et des hypothèses différentes concernnt l échelle d équivlence donnerient des résultts différents. Au Pkistn, pr exemple, où l tille moyenne du ménge est très importnte (plus de neuf dns l échntillon utilisé dns l présente étude), le choix du fcteur d équivlence peut voir des conséquences importntes sur les résultts ; si l on juste sur le revenu pr hbitnt, on inverse lors le grdient. Le sens de l impct est évidemment imprévisible, et susceptible de vrier d un pys à l utre. De même, l clssifiction des pys pourrit être différente si l on considérit les biens ou le ptrimoine plutôt que l consommtion, et si l on utilisit d utres indicteurs tels que des mesures nthropométriques.. Nous vons étudié les inéglités entre l sitution des enfnts positionnés différemment dns l distribution de l consommtion dns leurs pys ; nous n vons toutefois ps exminé les inéglités entre enfnts ynt des niveux de vie différents en vleur bsolue : les enfnts du quintile inférieur u Brésil sont peut-être puvres en fonction des normes brésiliennes, mis pourrient être consi- Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000 27
Thème spécil Inéglités de snté dérés comme reltivement isés pr rpport ux normes de l Côte d Ivoire pr exemple.. Nous n vons considéré que l inéglité, sns essyer de relier l inéglité ux tux de mortlité moyens pour nous fire une idée de l sitution d ensemble du pys. Le fible niveu des inéglités u Pkistn est une migre consoltion, dns l mesure où les tux de mortlité moyens du nourrisson et du moins de cinq ns sont extrêmement élevés. Il ne fut ps oublier que les décideurs voudront probblement fire un choix entre les inéglités de snté et les moyennes.. Enfin, l rticle s est intéressé à l mesure des inéglités et ps à leur expliction. Les résultts indiquent que, pour l essentiel, les inéglités chez le nourrisson et le moins de cinq ns sont fvorbles ux personnes isées et que ces inéglités peuvent vrier d un pys à l utre. Pourquoi ces inéglités sont-elles en fveur des plus isés? Pourquoi sont-elles plus élevées dns certins pys que dns d utres? Et quelles sont les politiques qui serient les plus rentbles pour les réduire? Rien n été dit sur ces questions qui mériteront une ttention prticulière dns des trvux ultérieurs. n Remerciements Je remercie de son ide le progrmme des experts invités et le secteur snté, nutrition et popultion de l Bnque mondile, insi que Jcques vn der Gg et Alex Preker qui ont orgnisé m visite. Mes remerciements vont églement ux personnes suivntes : Ed Bos qui clculé les tux de mortlité ; Giovnn Prennushi qui m idé àtriter les données du Népl ; Dine Steele qui m trnsmis rpidement les données LSMS et qui répondu à mes questions ; Dve Gwtkin qui m idé pr ses converstions ; les prticipnts des séminires du projet ECuity, le Globl Helth Equity Inititive, le Public Helth Forum de l London School of Hygiene nd Tropicl Medicine, l Bnque mondile et l Orgnistion mondile de l Snté dont j i reçu de précieux commentires. Bibliogrphie 1. Sector strtegy, helth, nutrition nd popultion. Wshington, DC, World Bnk, 1997. 2. Rpport sur l snté dns le monde, 1999. Pour un réel chngement. Genève, Orgnistion mondile de l Snté, 1999. 3. vn Doorsler E et l. Income-relted inequlities in helth : some interntionl comprisons. Journl of Helth Economics, 1997, 16 : 93-112. 4. Sen A. Mortlity s n indictor of economic success nd filure. Economic journl, 1998, 108 : 1-25. 5. Step-by-step guide to estimtion of child mortlity. New York, United Ntions, 1990. 6. Kkwni N, Wgstff A, vn Doorsler E. Socioeconomic inequlities in helth : mesurement, computtion nd sttisticl inference. Journl of Econometrics, 1997, 77 : 87-104. 7. Wgstff A, Pci P, vn Doorsler E. On the mesurement of inequlities in helth. Socil Science nd Medicine, 1991, 33 : 545-557. 8. Pmuk E. Socil clss inequlity in infnt mortlity in Englnd nd Wles from 1921 to 1980. Europen Journl of Popultion, 1998, 4 : 1-21. 9. Buhmnn B et l. Equivlence scles, well-being, inequlity nd poverty. Review of Income nd Welth, 1988, 34 : 115-142. 10. Hentschel J, Lnjouw P. Constructing n indictor of consumption for the nlysis of poverty : principles nd illustrtions with reference to Ecudor. Wshington, DC, World Bnk, 1996 (Living Stndrds Mesurement Study, Working Pper No. 124). 11. Hill K, Yzbeck A. Trends in child mortlity, 1960-90; estimtes for 84 developing countries. Wshington, DC, World Bnk, 1994 (Rpport sur le développement dns le monde 1993. Bckground Pper N o 6). 12. Curtis SL. Assessment of the qulity of dt used for direct estimtion of infnt nd child mortlity in DHS-II surveys. Clverton, MD, Mcro Interntionl Inc., 1995. 13. [Enquête ntionle sur l popultion et l snté 1996.] Clverton, MD, Mcro Interntionl Inc., 1997 (en portugis). 28 Bulletin de l Orgnistion mondile de l Snté Recueil d rticles N o 3, 2000