La polygamie, très répandue au Sénégal, est un type d’union dans laquelle un homme est marié avec plusieurs femmes. Les enquêtes de fécondité réalisées en Afrique sub-saharienne ont montré qu’au Sénégal, la prévalence des mariages multiples est parmi les plus élevées du continent et qu’elle a été particulièrement stable au cours du temps (Timaeus et Reynar, 1998 ; Locoh, 1995). La proportion de femmes mariées d’âge fécond qui vivaient en union polygame au moment de l’enquête était de 48,5 % selon l’enquête mondiale de fécondité de 1978 ; elle s’élevait à 46,5 % en 1986, 47,3 % en 1992-1993 et 46 % en 1997 selon les enquêtes démographiques et de santé du Sénégal (Ndiaye et al., 1997).

Dans cet article, nous passerons d’abord rapidement en revue la littérature qui traite de la relation entre polygamie et fécondité. Nous évaluerons ensuite les différentes sources et méthodologies utilisées pour étudier le sujet. Le corps de l’article consistera en l’exposé de nos résultats sur la fécondité des unions en fonction de l’âge des épouses, de leur nombre et de leur rang dans l’union, résultats obtenus grâce à une source de données sous-exploitée, le recensement du Sénégal de 1988. L’accent est mis sur la méthodologie ; nous ne pouvons pas rendre compte ici de l’ensemble de la littérature anthropologique sur la polygamie.

La polygamie et les grandes familles sont source de travail, de sécurité physique et de prestige pour les membres du groupe. Ester Boserup (1970) associe la pratique de la polygamie dans les régions rurales aux modes de production agricole. Jack Goody (1976) fait l’hypothèse d’un lien entre culture à la houe et polygamie, et entre culture à la charrue et monogamie. Dans les sociétés où les dots sont de tradition, les hommes les plus prospères ont tendance à contracter davantage d’unions (Timaeus et Reynar, 1998). Ainsi, la richesse est à la fois une cause et une conséquence de la polygamie.

L’ urbanisation et l’industrialisation fragilisent les systèmes de famille étendue et font reculer la fréquence de la polygamie. Les préférences pour certaines pratiques matrimoniales peuvent dépendre du degré d’accès a l’ éducation, de l’exposition aux médias et de la consommation de produits occidentaux. La baisse de la pratique de l’abstinence post-partum et l’accès des filles à l’éducation sont des changements sociaux qui peuvent contribuer à un recul de la polygamie (Timaeus et Reynar, 1998).

Plusieurs études ont analysé les effets de la polygamie sur la fécondité. La plupart de ces recherches ont porté sur les populations africaines. Par ailleurs, des études historiques sur les Mormons aux États-Unis ont contribué à une meilleure compréhension du sujet (Anderton et Emigh, 1989 ; Bean et Mineau, 1986). La polygamie accroît la demande de femmes sur le marché matrimonial. Dans les sociétés polygames, le mariage des femmes est précoce, il tend à être universel, et les femmes se remarient souvent rapidement après un veuvage ou un divorce (Antoine et Nanitelamio, 1995). Au Sénégal, l’héritage des veuves et le lévirat facilitent le remariage systématique des femmes même âgées ou en charge d’enfants. L’institution de la polygamie dans une société peut donc contribuer a une fécondité élevée, parce qu’elle tend à maximiser le temps passé par les femmes dans la situation d’épouse, et donc l’exposition au risque d’avoir un enfant (Pison, 1986 ; Timaeus et Reynar, 1998). Par contre, les recherches ont généralement conclu que la fécondité individuelle des femmes vivant en union polygame était plus faible à chaque âge que celle des femmes en union monogame (Pison, 1986 ; Pebley et Mbugua, 1989).

La polygamie peut réduire la fécondité individuelle des femmes mariées pour plusieurs raisons. L’effet principal résulte d’une plus faible fréquence des rapports sexuels. Anderton et Emigh (1989) font une distinction entre un modèle de compétition sexuelle où les relations sexuelles sont plus ou moins raréfiées pour chaque femme, et un modèle de favoritisme où la favorite, généralement la plus jeune épouse, a une fécondité élevée alors que les autres sont comparativement délaissées. Madhavan (1998) a noté que les femmes en ménage polygame sont concernées par la fécondité de leurs coépouses parce que le nombre d’enfants de chacune d’entre elles détermine leurs statuts réciproques. Les différentes épouses d’un homme peuvent aussi vivre dans des localités différentes, par exemple lorsque l’une d’entre elles s’occupe de la ferme à la campagne et qu’une autre l’accompagne en ville. Quand les coépouses habitent la même concession avec leur mari, l’alternance des relations sexuelles entre partenaires facilite l’observation de l’abstinence sexuelle après une naissance et pendant l’allaitement, ce qui augmente les intervalles entre les naissances pour chaque femme. Cependant, Blanc et Gage (2000) rapportent que les durées d’allaitement varient peu selon que les femmes vivent en union monogame ou polygame. Clignet (1970) écrit que l’autorité de certaines épouses plus âgées ou de rang plus élevé sur les plus jeunes dans le ménage peut expliquer des différences de fécondité. Les femmes qui ne sont plus d’âge fécond peuvent influencer la fécondité de leurs jeunes coépouses en imposant le respect des normes traditionnelles et des tabous. La fécondité individuelle plus basse des femmes vivant en union polygame peut aussi résulter d’un effet de sélection, puisqu’il est plus probable qu’un mari prenne une épouse supplémentaire lorsqu’il n’a pas eu tous les enfants qu’il désirait avec sa première femme. Timaeus et Reynar (1998) confirment le fait qu’il y a bien surreprésentation des femmes sans enfant dans les unions polygames. Par ailleurs, on a parfois suggéré que la stérilité secondaire due aux maladies vénériennes pourrait se diffuser plus facilement quand le nombre de conjoints se multiplie, mais cette hypothèse n’a pas été démontrée.

Garenne et van de Walle (1989) ont suggéré l’existence d’un autre mécanisme sur la base des données longitudinales du système de surveillance démographique de Ngayokheme au Sénégal. Ils ont montré que l’âge du mari avait un effet significatif sur la fécondité. La polygamie monopolise les plus jeunes femmes au profit des hommes plus âgés. Lorsque le nombre de femmes augmente, la différence d’âge entre les époux aug-mente aussi, alors que la fertilité de l’homme décroît avec l’âge. Le mécanisme suggéré par Garenne et van de Walle n’était pas un allongement des intervalles entre naissances (qui aurait résulté d’un déclin de la fréquence des relations sexuelles avec l’âge), mais une augmentation de la proportion des unions infécondes (une explication par la biologie plutôt que par les comportements). Dans leur étude, le déclin de la fécondité des femmes avec l’augmentation du nombre d’épouses était souvent justifié par l’effet de l’âge du mari, bien qu’un autre facteur, la corésidence, ait aussi joué un rôle mineur : le type d’union et le rang dans l’union influencent la probabilité que les époux vivent ensemble.

Dans cet article, nous testerons les hypothèses suivantes. Premièrement, la fécondité des femmes décroît lorsque le nombre d’épouses d’un même homme augmente. Deuxièmement, la fécondité augmente avec le rang de la femme dans les unions polygames, en conformité avec le modèle de favoritisme qui suppose que l’alternance du mari entre ses femmes est inégale : la femme qui est entrée le plus récemment dans l’union bénéficiera d’une attention plus grande de la part de son mari, et sera plus exposée aux relations sexuelles. Troisièmement, l’âge du mari a un impact négatif sur la fécondité de ses femmes. Le test de chacune de ces trois hypothèses nécessitera de contrôler l’effet des deux autres facteurs (par exemple, de contrôler le rang de l’épouse et l’âge du mari lorsque nous testons l’effet du nombre). En effet, nombre d’épouses, rang dans l’union et âge du mari tendent à évoluer ensemble, et il est exceptionnel, par exemple, qu’un homme jeune soit marié avec trois femmes ou plus, ou qu’une troisième femme se marie avec un homme plus âgé qu’elle de quelques années seulement. Au passage, nous testerons si les conditions de vie ont un impact positif sur la fécondité des femmes. Pour ce faire, nous utiliserons un indice de richesse du ménage comme variable de contrôle, l’information disponible ne permettant pas une étude approfondie de cette relation.

Nous ajoutons deux hypothèses qui n’ont pas encore été examinées dans la littérature. Selon la quatrième hypothèse, la survenue d’une naissance chez une des femmes d’un polygame affectera la probabilité de naissance chez une coépouse. Grossesse, naissance et période post-partum ont pour conséquences des périodes d’abstinence pour une femme, ce qui devrait augmenter la fréquence des rapports sexuels avec une autre. Ainsi, nous faisons l’hypothèse que la survenue d’une naissance chez plusieurs coépouses au cours de la même année est moins probable. Enfin, selon la cinquième hypothèse, la présence d’une femme qui a passé le terme de ses années fertiles aura une influence négative sur la fécondité des autres épouses, soit parce qu’elle réclamera sa part de temps dans la couche de son mari et diminuera ainsi la fréquence des rapports avec les autres, soit parce qu’elle incitera ses coépouses à respecter les tabous sexuels et à espacer les naissances.

Avant de présenter l’analyse multivariée effectuée pour tester les cinq hypothèses, nous montrerons que la polygamie, par rapport à la monogamie, est associée à des types de structure des ménages où les époux ont une plus faible probabilité de vivre ensemble et où les femmes sont ainsi moins exposées au risque de grossesse.

Garenne et van de Walle (1989) ont quant à eux utilisé les données longitudinales du système de surveillance démographique de Ngayokheme au Sénégal. Celles-ci sont idéales à plusieurs égards en raison du caractère détaillé de l’information, mais la taille de la population étudiée est relativement modeste (5 000 personnes au total). Cependant, l’information a été collectée entre 1962 et 1981, et porte donc sur un grand nombre de personnes-années. La nature longitudinale des données permet de suivre la création et la dissolution des unions, et d’attribuer des naissances à ces unions en sachant, par exemple, si les femmes étaient en union monogame ou polygame à la date de chacune des naissances. Les dénominateurs utilisés pour le calcul des taux de fécondité ont été obtenus en additionnant le nombre d’années vécues dans une certaine catégorie d’union. Les mariages sont considérés exister quand les deux partenaires se déclarent mariés, et l’analyse est limitée aux paires où les deux époux vivaient dans la zone étudiée. Le rang d’épouse est déduit de la séquence des entrées en union des différentes femmes. À la différence des données des enquêtes rétrospectives, les caractéristiques du mari et des coépouses sont connues.

La présente recherche utilise une approche totalement différente. Les données sont issues du recensement sénégalais de 1988. L’analyse porte sur deux régions rurales du Sénégal, Kolda et Tambacounda, à la frontière de la Gambie. Certaines caractéristiques de ces régions sont présentées dans le tableau 1. Les groupes ethniques les plus nombreux dans les deux régions sont les Peuls et les Mandingues. Kolda et Tambacounda sont les régions les moins développées du Sénégal. En 1988, elles apparaissaient en bout de liste en ce qui concerne la qualité de construction du logement, se caractérisaient par les proportions les plus faibles de ménages équipés en électricité ou en eau courante, par le plus bas taux de scolarisation des enfants âgés de 7 à 12 ans, et par la mortalité des adultes la plus élevée (Pison et al., 1995, en particulier tableau 2-4). Nous limitons notre étude aux zones rurales de ces deux régions, en partie parce que la polygamie est moins fréquente dans les régions urbaines, mais surtout parce que nous nous intéressons aux caractéristiques des populations à fécondité naturelle, et qu’il est moins probable que la fécondité soit affectée par la diffusion du contrôle des naissances dans les campagnes. Parmi toutes les régions sénégalaises, c’est à Kolda et Tambacounda que la proportion de femmes vivant en union polygame était la plus élevée, et que l’âge au mariage des femmes était le plus bas. Dans un pays où les changements de la nuptialité sont souvent cités comme une cause du déclin de la fécondité (Ndiaye et al., 1997), ces régions se démarquent par la proportion élevée de femmes mariées dès le plus jeune âge. Dans cet article, nous supposons que les différences de fécondité ne résultent pas de la limitation des naissances.

Tableau 1
Quelques caractéristiques des régions de Kolda et Tambacounda en 1988

L’information sur la fécondité dans le recensement du Sénégal porte sur les naissances survenues au cours de l’année précédant le recensement. Il n’y a pas d’information sur le nombre total d’enfants nés, mais cela n’est pas important puisque nous ne pouvons pas vérifier si tous les enfants d’une femme ont été conçus alors qu’elle avait le même statut matrimonial et le même rang d’épouse qu’au moment du recensement. Dans cette étude, nous faisons l’hypothèse que le statut matrimonial de la femme au moment du recensement prévalait au cours de l’année précédente. Une monographie sur la démographie au Sénégal, réalisée sous l’égide du National Research Council des États-Unis, a utilisé les données sur les naissances du recensement de 1988 pour estimer la fécondité (Pison et al., 1995). Les données ont été considérées comme satisfaisantes pour ce faire, bien qu’un certain nombre de non-réponses aient dû être imputées. Comme les femmes peuvent avoir omis certaines naissances suivies du décès immédiat de l’enfant, il est possible que le niveau de la fécondité soit légèrement sous-estimé (ibidem, p. 47). Dans la présente étude, les femmes qui n’ont pas déclaré le nombre de naissances au cours de l’année précédant le recensement n’ont pas été prises en compte dans les calculs de fécondité. Ceci revient à supposer que les femmes qui n’ont pas répondu avaient la même fécondité que celles qui ont répondu. Sachant que les enquêteurs ont probablement parfois codé comme non-réponses des cas où les femmes ont déclaré zéro naissance (une confusion assez répandue), cette hypothèse pourrait être à l’origine d’une légère surestimation de la fécondité. Moins de 4 % des femmes n’ont pas répondu, et le pourcentage de non-réponses varie peu selon l’âge des femmes ou le statut polygame (voir le tableau 4 pour plus de détails). Nous faisons l’hypothèse que les biais, s’ils existent, ont une importance identique pour toutes les catégories d’épouses et qu’ils sont négligeables pour cette analyse. Nous calculons les taux de fécondité par âge à partir des indicateurs transversaux qui correspondent à l’année précédant la date du recensement ; les femmes peuvent avoir accouché 0 ou 1 fois. Pour chaque groupe d’âges des femmes, nous calculons le rapport entre le nombre des naissances et celui des femmes selon le nombre d’épouses et leur rang dans l’union.

Le recensement est généralement, mais injustement, considéré comme une source de données peu appropriée à l’étude de sujets d’une telle complexité. Il a des limites certaines - par exemple, il ne dit rien sur l’histoire génésique ou maritale - mais il a aussi des avantages évidents par rapport aux enquêtes démographiques et de santé. Premièrement, il porte sur un grand nombre de cas, même pour les femmes de rang trois ou plus. Deuxièmement, il fournit de l’information sur tous les membres de l’unité résidentielle, et pas seulement sur les femmes de 15 à 49 ans. Le recensement du Sénégal adopte le principe de jure, c’est-à-dire qu’il dénombre toutes les personnes selon leur lieu de résidence habituel. L’unité de base pour le dénombrement est le ménage, qui est constitué en majeure partie de personnes qui sont liées par le sang et par le mariage. Les résidents absents et les visiteurs sont comptabilisés, mais la structure du ménage est définie par rapport au chef de ménage qui peut être présent ou temporairement absent au moment du recensement. L’ordre d’énumération est en principe déterminé par la relation avec ce chef. Par exemple, la première femme est citée juste après le chef de ménage, suivie de ses enfants non mariés. Les autres femmes et leurs enfants sont ensuite listés par ordre de rang. Les enfants mariés ont leur propre noyau et sont dès lors énumérés avec leur propre unité familiale.

L’information sur les relations entre les membres du ménage est particulièrement détaillée dans le recensement sénégalais de 1988. Le noyau est une unité qui se compose soit d’un couple marié et de ses enfants, soit d’une personne et de ses enfants. La relation du chef de noyau au chef de ménage est indiquée, et les autres membres du noyau sont définis par rapport à son chef. Ce système permet de connaître en détail les relations entre les différentes unités conjugales, monogames et polygames, incluses dans le ménage (et pas seulement les relations au chef de ménage). Parmi les informations sur le statut matrimonial, le recensement fournit le nombre des épouses de chaque homme et le rang de chacune de ces épouses jusqu’à la troisième (la catégorie la plus élevée étant trois ou plus). Certaines épouses d’hommes polygames ne vivent pas ensemble dans le même ménage ou dans le ménage de leur mari ; même dans ce cas, le recensement indique le nombre de femmes d’un homme et le rang de chacune d’elles quelle que soit la résidence de leur mari. Il est non seulement possible d’identifier les femmes du chef de ménage, mais aussi celles des différents chefs de noyaux, par exemple ceux qui sont le frère ou le fils du chef de ménage. De plus, le recensement permet d’identifier les membres du ménage qui ne vivent pas avec leurs conjoints.

Avant de procéder à l’analyse, il a fallu constituer des fichiers qui associaient chaque mari à sa ou ses épouses et consignaient à la fois leurs caractéristiques et celles de leur ménage ; ces fichiers sont désignés ci-après sous le nom de « fichiers liés ». Ils comprennent uniquement les unités matrimoniales complètes et lient l’ensemble des partenaires corésidents monogames ou polygames [1]. Ceci a été possible dans la mesure où le nombre d’épouses de chaque homme et le rang de chaque femme étaient connus. Si un noyau comprenait un homme marié à n femmes et que le nombre de ses épouses corésidentes était aussi égal à n, l’ unité matrimoniale était incluse dans le fichier lié. Puisque la valeur la plus élevée de n retenue dans le recensement était 3 + - soit « trois femmes ou plus » pour les hommes et « troisième rang ou rang plus élevé » pour les femmes -, nous avons sans doute inclus dans le fichier lié certaines unités matrimoniales dans lesquelles les femmes de rang plus élevé manquaient. Cela pourrait être le cas des unités où un mari polygame était codé « 3 + » (c’est-à-dire ayant trois femmes ou plus) et où les femmes de rang 1 et 2 et au moins une femme de rang 3+ étaient trouvées. Si une ou plusieurs autres épouses de rang 3 + vivaient ailleurs, le ménage a été considéré comme « lié » faute d’information [2]. Si le ménage était composé de plusieurs épouses dont le rang était codé 3+, il était possible d’identifier leur rang (jusqu’au huitième) en fonction de l’ordre dans lequel elles étaient énumérées dans le recensement.

A proprement parler, les personnes prises en compte dans le fichier lié ne sont pas représentatives de toutes les personnes mariées dans la population, mais elles forment une sous-population au sein de laquelle on peut analyser les relations entre tous les membres d’une unité matrimoniale. Le rapport entre l’effectif des femmes mariées et celui des hommes mariés est plus élevé dans le fichier non lié (1,6) que dans le fichier lié (1,5), et le rapport du nombre de femmes mariées en union polygame à celui des maris polygames est aussi plus élevé (2,6 contre 2,3). Nous soupçonnons que cela pourrait être dû au fait que certains maris polygames habitent en dehors de la zone rurale ou de la région où ses épouses résident. Les niveaux de scolarisation des hommes et des femmes ne diffèrent pas significativement entre les deux fichiers. Les polygames du fichier non lié appartiennent à des ménages qui ont le même niveau de vie et le même type d’accès aux facteurs de production que les polygames du fichier lié ; de leur côté, les monogames du fichier non lié paraissent bénéficier d’une situation légèrement meilleure que les monogames du fichier lié. En général, les deux sous-populations paraissent très similaires.

Le tableau 2 indique les relations avec le chef de ménage des hommes mariés polygames et monogames, ainsi que les proportions de ces hommes mariés qui résident dans des unités matrimoniales complètes, c’est-à-dire avec toutes leurs épouses. Le tableau 3 présente la même information pour les femmes mariées.

Tableau 2
Répartition des hommes monogames et polygames en fonction de la relation au chef de ménage et proportion de ceux qui vivent avec leur femme ou toutes leurs femmes (en %)

Tableau 3
Répartition des femmes en union monogame et en union polygame en fonction de la relation au chef de ménage et proportion de celles qui vivent avec leur mari et toutes leurs coépouses éventuelles (en %)

D’après les fichiers liés, nous estimons que 72,4 % des épouses d’hommes monogames vivent avec leur mari et que 66,8 % des épouses d’hommes polygames résident avec leur mari et toutes leurs coépouses. Les femmes manquantes se trouvent dans d’autres ménages, soit comme chef de noyau si elles ont des enfants qui habitent avec elles, soit comme membre subordonné d’un autre noyau. Le nombre élevé de « visiteurs » mariés (comme nous les nommons dans les tableaux 2 et 3) non accompagnés par leur famille illustre la fluidité de la structure des ménages et l’instabilité du lieu de résidence, même dans un recensement de jure. Ces visiteurs sont particulièrement nombreux dans les noyaux dirigés par d’« autres parents », par des personnes non apparentées ou par ceux désignés comme « autres chefs » qui sont mal définis mais sont probablement des personnes non apparentées en transit. Des visiteurs figurent également parmi la proche parenté du chef de ménage. Beaucoup de mariages commencent alors que le mari habite encore chez son père, son frère ou un autre parent, et de nombreuses femmes passent un certain temps dans leur famille d’origine au début de leur mariage, avant de déménager dans la maison de leur mari. Elles y reviennent aussi parfois pour une période plus ou moins longue au cours de leur vie matrimoniale. Le statut de chef de ménage est acquis ultérieurement au mariage ; l’âge médian des chefs de ménage s’élève à 46 ans. Peu de femmes mariées sont chef de ménage parce qu’un mari absent sera souvent déclaré comme chef de ménage de jure dans leur habitation. Les femmes chef de ménage sont principalement des veuves qui n’étaient pas remariées au moment du recensement.

Les données brutes du recensement ne permettent pas de connaître les circonstances qui font que les époux ne sont pas dénombrés ensemble. Mais ces circonstances peuvent expliquer certaines différences de fécondité entre les épouses corésidentes et les autres femmes mariées. Dans le tableau 4, nous présentons un calcul simple des taux de fécondité par âge et l’indice synthétique de fécondité des femmes selon le type d’union, en distinguant entre celles qui sont prises en compte dans les fichiers liés parce qu’elles vivent avec leur mari et leurs coépouses éventuelles, et celles qui figurent dans le fichier non lié parce qu’elles sont des visiteuses ou n’habitent pas avec tous leurs partenaires. Le tableau indique aussi le pourcentage de femmes qui n’ont pas déclaré le nombre d’enfants qu’elles ont eus au cours de l’année précédant le recensement. Elles ont été omises du dénominateur pour le calcul des taux.

Tableau 4
Taux de fécondité par âge des femmes en union monogame et des femmes en union polygame selon le rang d’épouse Fichiers liés et non liés (nombre d’enfants par femme)

Cette comparaison simple ne tient pas compte de tous les facteurs susceptibles d’expliquer les différences de fécondité. En particulier, elle ne distingue pas la fécondité en fonction du nombre de femmes ou selon l’âge du mari et des femmes, ce que nous tentons de faire sur la base des fichiers liés dans la section suivante. Par contre, l’analyse du tableau 4 est plus inclusive et considère aussi les femmes qui ne vivent pas avec leur mari ou avec toutes leurs coépouses. La corésidence est presque toujours associée à une fécondité plus élevée, et l’écart est plus marqué chez les couples monogames ; l’avantage pour les premières épouses des polygames paraît être limité au premier groupe d’âges. Cependant, davantage d’unités polygames ont des membres absents (les proportions de personnes liées dans les tableaux 2 et 3 sont plus basses que pour les unités monogames). Nos données confirment le fait que la fécondité des femmes de monogames est plus élevée que celle de chacune des femmes des maris polygames, sauf pour le groupe d’âges 15-19 ans. Les femmes de monogames vivent plus souvent avec leur mari que les femmes de polygames, et les femmes de monogames qui ne vivent pas avec leur mari ont une fécondité plus basse que les épouses corésidentes. De manière générale, cette dernière situation est plus exceptionnelle que celle où un mari polygame n’habite pas avec toutes ses femmes, et elle a plus de chances d’avoir une influence sur la fécondité.

Dans les fichiers liés, l’unité d’observation est l’union matrimoniale, et elle inclut tous les partenaires de l’union, c’est-à-dire le mari et sa femme ou toutes ses femmes (à l’exception des épouses non identifiées de rang 3+ vivant ailleurs). Le tableau 5 indique la répartition des femmes dans les unions monogames et polygames selon des caractéristiques telles que l’âge, le nombre et le rang d’épouse. Comme nous utilisons des indicateurs transversaux, l’effet de l’âge doit être considéré avec prudence (Pison, 1986). L’âge médian des hommes mariés est de 38 ans pour les monogames, de 46 ans pour ceux qui ont deux épouses et de 53 ans pour ceux qui en ont trois ou plus (tableau 6) [3]. Le fait que les épouses de monogames sont en moyenne plus jeunes que les premières épouses de polygames suggère que le statut matrimonial n’est pas stable au cours du temps. La plupart des femmes en union monogame appartiendront à une union polygame par la suite ou en ont fait partie dans le passé. Les épouses de rang 1 sont généralement plus âgées que les épouses des rangs 2 et 3 ou plus.

Tableau 5
Caractéristiques des femmes en union monogame et des femmes en union polygame selon le rang d’épouse dans les fichiers liés

Tableau 6
Caractéristiques des hommes monogames et des hommes polygames selon le nombre d’épouses dans les fichiers liés (répartition en)

La différence d’âge moyen entre époux est d’un grand intérêt. Elle augmente avec le rang et le nombre de femmes : elle est comprise entre 12,5 ans dans les unions monogames et 22,6 ans lorsque le rang de l’ épouse atteint 3 ou plus (tableau 5). La figure 1 compare les différences d’âge entre les époux selon le type de mariage. Les hommes se marient à des femmes de tous les groupes d’âges. De plus, lorsque les hommes deviennent plus âgés, ils continuent à se marier à des femmes de rang plus élevé qui sont bien plus jeunes qu’eux. Dans les cas où la différence d’âge entre un homme et sa femme est négative, la femme est plus âgée que son mari : il s’agit sans doute souvent d’épouses héritées.

La différence d’âge entre mari et femme dans les unions monogames est presque égale à la différence d’âge entre mari et première épouse dans les unions avec deux épouses et dans les unions avec trois épouses ou plus : la différence moyenne va de 12 à 13 ans (tableau 5). La différence entre l’âge moyen du mari et celui de sa deuxième femme est respectivement de 18,3 et de 18,4 ans dans les unions avec deux femmes et trois femmes ou plus. La figure 1 montre que les grandes différences d’âge sont plus fréquentes entre le mari et sa deuxième épouse qu’entre le mari et sa première épouse.

Une des principales motivations d’un homme qui s’engage dans la polygamie est le désir d’avoir de nombreux enfants (Blanc et Gage, 2000). Nous présentons les caractéristiques des maris (tableau 6) avant de décrire la fécondité des femmes. Comme c’était le cas pour les femmes, la polygamie varie selon l’âge. En effet, les hommes monogames sont en grande proportion âgés de moins de 50 ans (72,9 % d’entre eux), alors que les polygames, en particulier ceux qui ont trois femmes ou plus, sont généralement âgés de plus de 50 ans.

Le niveau de richesse des ménages polygames est plus élevé que celui des ménages monogames [4]. Nous utilisons une échelle de niveau de vie calculée à partir des caractéristiques de l’unité d’habitation et de ses équipements et une variable indiquant les moyens de production disponibles. Les chevaux sont la possession la plus répandue dans les unions monogames, mais près de 41 % de ces ménages ne disposent d’aucun moyen de production. Dans la section suivante, nous montrons comment ces indicateurs sont associés aux niveaux et aux tendances de la fécondité des femmes monogames et polygames.

Les figures 2 à 4 représentent les taux de fécondité pour les femmes en union monogame, et pour les femmes de rang 1 à 3 ou plus dans les unions polygames, en fonction de leur âge et de celui du mari.

Quel que soit leur âge, la fécondité des épouses de monogames baisse lorsque l’âge du mari augmente (figure 2). La fécondité des femmes est plus faible dans les unions polygames que dans les unions monogames, mais l’allure des courbes est très proche pour les épouses de monogames et les premières femmes dans les unions polygames à deux épouses, à l’exception des premières épouses de moins de 30 ans pour lesquelles la probabilité d’une naissance est plus élevée quand le mari est âgé de plus de 60 ans que lorsqu’il a 50-59 ans (figure 3A). La fécondité des deuxièmes épouses, par contre, ne varie guère avec l’âge du mari lorsque celui-ci a moins de 60 ans si l’on contrôle l’âge des femmes (figure 3B). Ce résultat suggère que jusqu’aux 60 ans de l’époux, l’influence de l’âge du mari sur la fécondité des deuxièmes femmes est faible. Ainsi, l’effet de l’âge du mari est plus net quand il n’a qu’une seule épouse. Dans les unions polygames, l’effet du rang rend la description plus complexe.

Les figures 4A à 4C illustrent les taux de fécondité par âge dans les unions avec trois femmes ou plus [5]. Les figures 5A à 5C contiennent à peu près la même information que précédemment, mais cette fois en priviléiant le point de vue du mari. Les taux de fécondité par âge sont systématiquement plus bas pour les premières épouses que pour les épouses des rangs 2 et 3 +. L’effet de l’âge du mari semble varier avec le rang de l’ épouse, et les épouses des rangs supérieurs paraissent les favorites (figure 5). La figure 4B montre qu’il n’y a presque pas de différence entre les taux de fécondité des deuxièmes épouses lorsque le mari a moins de [6]

Il est difficile de conclure sur le rôle de l’âge du mari à partir de cette présentation, au-delà du fait évident que les hommes les plus jeunes vivant en union polygame avec plus de deux femmes apparaissent généralement plus féconds que les hommes plus âgés, bien qu’un effet n’ émerge clairement que quand le mari a plus de 60 ans. Nous recourons donc à une analyse multivariée pour isoler les effets complexes de l’âge des partenaires, du rang et du nombre d’épouses.

Le tableau 7 présente les tests de nos cinq hypothèses (cf. première partie). La variable dépendante, qui est dichotomique, est la survenue d’une naissance chez une femme. Nous avons effectué trois régressions logistiques : une colonne du tableau présente les résultats pour toutes les unions confondues ; des résultats comparables sont donnés pour les unions monogames et pour l’ensemble des unions polygames. Dans les trois modèles, l’âge de la femme et la richesse du ménage (qui a un impact positif et significatif sur la fécondité) sont des variables de contrôle. La variable « âge de la femme au carré » permet de prendre en compte la forme de la courbe de fécondité par âge, et elle améliore le caractère prédictif du modèle. Un rapport des chances (odds ratio) inférieur à l’unité indique que la probabilité de survenue d’une naissance parmi les femmes qui ont la caractéristique décrite par la modalité d’une variable indépendante donnée est plus faible que dans la catégorie de référence, toutes choses égales par ailleurs. Par exemple, lorsque le nombre des épouses d’un polygame aug-mente d’une unité, la probabilité de survenue d’une naissance chez l’une de ses femmes diminue. Inversement, lorsque le rang d’épouse augmente d’une unité, la probabilité de survenue d’une naissance s’accroît. Nous avons testé l’effet d’une interaction entre le nombre de femmes et le rang mais celui-ci n’était pas significatif et n’a pas amélioré le modèle.

Tableau 7
Facteurs influençant la survenue d’une naissance : résultats des régressions logistiques pour tous les types d’unions, l’ensemble des unions monogames et l’ensemble des unions polygames

La première hypothèse, celle qui suppose que la fécondité de chaque femme décroît avec le nombre d’épouses, est confirmée. Il en va de même pour la deuxième hypothèse : la femme dont le rang est le plus élevé, la dernière arrivée dans l’unité matrimoniale et sans doute la favorite du moment, a plus de chances d’avoir accouché au cours de l’année précédente. Quant à l’âge du mari, il paraît avoir un effet plus important pour les monogames que pour les polygames ; chez ces derniers, la différence n’est marquée qu’après 50 ans. Enfin, nos deux dernières hypothèses ne sont pas confirmées : la survenue d’une naissance chez une femme au cours de l’année précédente augmente fortement la probabilité d’accoucher d’une coépouse, tandis que la présence d’une première épouse âgée de plus de 50 ans a un effet relativement modeste, qui n’est significatif qu’au seuil de 5 %.

Nous considérons plus particulièrement ces relations dans le tableau 8, où nous présentons six régressions logistiques en fonction du nombre et du rang des femmes. Dans la plupart des cas, la probabilité d’accoucher des femmes baisse de manière significative au fur et à mesure que l’âge du mari augmente, toutes choses étant égales par ailleurs (y compris l’âge de la femme). Ce résultat confirme notre troisième hypothèse. Il y a cependant des exceptions. L’effet négatif de l’âge du mari sur la fécondité des femmes n’est pas ambigu pour les femmes de monogames et pour les premières femmes de polygames. Pour les deuxièmes et troisièmes femmes, toutefois, l’effet est soit non significatif, soit même positif avant que le mari n’atteigne l’âge de 60 ans. Alors qu’une étude précédente (Garenne et van de Walle, 1989) avait suggéré que la fécondité des femmes baissait systématiquement quand le mari vieillissait, nos résultats indiquent plutôt que l’âge du mari a un faible effet positif lorsqu’il a moins de 60 ans pour les épouses de rang supérieur (telle que la seconde femme d’un bigame).

Tableau 8
Facteurs influençant la survenue d’une naissance : résultats des régressions logistiques pour les unions monogames et pour les unions polygames selon le nombre et le rang des épouses

C’est seulement après 60 ans que l’effet physiologique de l’âge sur la fécondité masculine se manifeste clairement. Il se peut d’ailleurs que ce soit l’effet d’un moindre intérêt pour les relations sexuelles. Quand le mari vieillit, la probabilité d’accoucher dans l’année baisse davantage pour les épouses de monogames et pour les premières femmes de polygames que pour les femmes de rang 2 ou plus.

Dans les mariages polygames, l’effet variable de l’âge du mari et le rôle significatif du rang d’épouse (cf. tableau 7) sur la fécondité des femmes suggèrent que l’alternance des relations sexuelles n’est pas régulière. Il se peut qu’il y ait du favoritisme envers les plus jeunes femmes qui ont un rang plus élevé (étant entrées dans l’union plus récemment) et avec lesquelles le mari aurait des relations plus fréquentes, ce qui pourrait compenser la moindre fertilité de l’époux vieillissant. La baisse significative de la probabilité d’accoucher des femmes lorsque le mari a plus de 60 ans peut résulter de la diminution conjointe de la fertilité de l’époux et de la fréquence des relations sexuelles.

Le tableau 8 présente l’effet de la survenue d’une naissance chez une coépouse sur la fécondité d’une femme appartenant à la même union, en distinguant selon le rang. Les effets sont hautement significatifs dans l’ensemble. Par exemple, dans les unions bigames, lorsque la deuxième épouse a un enfant, la probabilité de survenue d’une naissance chez la première épouse est nettement plus forte. De manière identique, la figure 6 montre que - sans contrôler l’âge du mari - la probabilité que la première femme accouche est plus élevée lorsque la deuxième femme a aussi accouché.

Ces résultats surprenants semblent aller à l’encontre de l’idée que dans les mariages polygames, les femmes ont tendance à alterner les naissances. Comment expliquer la forte association positive entre les probabilités de donner naissance ? L’information disponible est insuffisante pour avancer une explication convaincante au niveau des comportements. Une raison simple serait que ces coépouses qui accouchent durant la même année ont en commun un mari fertile ou, tout simplement, un mari qui était présent au cours de l’ année précédant le recensement, tandis que les épouses d’un mari peu fertile ou absent n’auraient pas eu d’enfant.

En dernier lieu, l’estimation de différents modèles en distinguant le nombre d’épouses et le rang dans l’union montre que la présence d’une première épouse âgée de plus de 50 ans n’a pas d’effet significatif sur la fécondité des coépouses plus jeunes et de rang plus élevé (tableau 8), alors qu’un effet légèrement significatif apparaissait pour toutes les unions polygames confondues (tableau 7). À notre connaissance, c’est là un résultat nouveau, et aucune étude n’avait testé d’hypothèse à ce sujet.