La surmortalité des petites filles est un sujet d’interrogation pour les chercheurs en démographie, en épidémiologie et en sociologie. Une récente étude des Nations unies (Nations unies, 1998a) a constaté qu’aujourd’hui, 50 % de l’humanité vit dans des pays où les inégalités entre sexes entraînent une surmortalité des petites filles. Dans les régions en développement, cette surmortalité est faible à modérée dans la plupart des pays d’Amérique centrale, modérée à forte dans plusieurs pays d’Afrique sub-saharienne et d’Asie occidentale (Hill et Upchurch, 1995 ; Nations unies, 1998b). Elle n’a pas toujours été le lot exclusif des pays sous-développés. Des études historiques ont établi l’existence d’une surmortalité des filles de 0 à 14 ans dans le passé de l’Europe et de l’Amérique du Nord, avant la disparition de ce phénomène au début du vingtième siècle (Tabutin, 1978).

Malgré la diminution des niveaux de mortalité des enfants au cours des trois dernières décennies, dans la plupart des pays du centre et du sud de l’Asie, les différences de mortalité des enfants selon le sexe se sont aggravées pendant les années 1980 et 1990 comparativement aux années 1970. Dans cette région, qui comprend de grands pays comme la Chine et l’Inde, on estime que la surmortalité féminine est responsable de quelque 250 000 décès évitables chez les petites filles de moins de 5 ans (Nations unies, 1998a). C’est l’Inde qui contribue le plus à ce phénomène. Ce problème représente toujours un énorme défi dans la perspective de l’égalité des sexes ; l’élimination de ces inégalités entraînera en même temps un net recul de la mortalité des enfants.

Dans les États du nord de l’Inde, les écarts de mortalité entre garçons et filles sont parmi les plus importants jamais enregistrés dans l’histoire. Depuis les années 1970, le système indien d’état civil par échantillonnage (SRS) a permis de mettre en évidence l’ampleur des différences de mortalité selon le sexe des enfants. Un certain nombre de travaux théoriques et de recherches sur le terrain ont abondamment traité de la discrimination postnatale à l’égard des petites filles et de ses conséquences en termes de surmortalité féminine (voir Bardhan, 1974 ; Das Gupta, 1987 ; Kishor, 1993 ; Miller, 1981 ; Sen, 1988). Les différences de mortalité des enfants selon le sexe sont le principal facteur explicatif de la faiblesse du taux de féminité qui caractérise depuis longtemps la population indienne (Visaria, 1967 ; Bardhan, 1974). Les tendances de la surmortalité des petites filles établies à partir des données du SRS montrent que la discrimination est toujours aussi forte dans les États du nord de l’Inde (voir, par exemple, Premi, 2002). L’échec de l’éradication du handicap féminin en matière de survie des enfants persiste, et c’est l’une des principales raisons du maintien du rapport de féminité (femmes/hommes) à un niveau inférieur à la normale, malgré l’augmentation des chances de survie des femmes comparativement à celles des hommes dans les groupes d’âges supérieurs (voir Drèze et Sen, 2002). De plus, des études récentes ont mis en évidence une hausse du rapport de masculinité à la naissance (nombre de garçons pour cent filles) à la fin des années 1990 dans les États du nord et de l’ouest, en raison des pratiques d’avortement sélectif selon le sexe (voir Arnold, Kishor et Roy, 2002 ; Parasuraman, 2001). Cependant, les recherches n’ont pas démontré, jusqu’à présent, l’existence d’un véritable effet de substitution par lequel la discrimination prénatale ferait reculer significativement la discrimination postnatale [1]. L’impact de l’avortement sélectif sur le nombre total de « filles manquantes » a été relativement faible jusqu’au début des années 1990 (voir Visaria, 1994).

Selon la première phase de l’enquête nationale sur la santé familiale en Inde (NFHS-1, 1992-1993), qui a couvert l’ensemble du pays, une surmortalité globale d’environ 43 % affectait à l’époque les petites filles de 1 à 4 ans (tableau 1). La récente seconde phase (NFHS-2, 1998-1999) indique que cette surmortalité est maintenant de l’ordre de 47 %. Arnold et al. (1998) ont récemment examiné le processus de constitution de la famille dans certains États indiens, mais on n’a encore jamais utilisé un tel ensemble de données pour étudier l’ampleur du phénomène, les variations régionales de la surmortalité des petites filles et les discriminations en matière de traitement des enfants. L’élément le plus important est que l’enquête NFHS fournit un large éventail de données sur la situation socio-économique des ménages et bénéficie d’un excellent taux de couverture. Ces données se prêtent à une analyse en profondeur de l’influence des facteurs de développement sur la discrimination sexuelle dans des contextes interrégionaux (macro) et intrarégionaux (micro). Un élargissement du champ d’analyse de ces questions délicates est ainsi possible, grâce à l’approche régionale utilisée ici (par la constitution de groupes d’États homogènes, qui permet d’aller au-delà de l’habituelle comparaison nord-sud), tandis que les travaux antérieurs, études de cas sur le terrain ou analyses au niveau des États, étaient fortement limités par l’absence d’un échantillon suffisant et d’une possibilité de comparaisons interrégionales et intrarégionales.

Tableau 1
Taux de mortalité néonatale, post-néonatale et juvénile par sexe des enfants nés de 1982 à 1992 dans les États de l’Inde (p. 1 000)

Dans cette perspective, nous utilisons les données de l’enquête NFHS-1 (1992-1993) pour étudier, dans toutes les régions indiennes, trois dimensions de l’inégalité des sexes en matière de mortalité et de santé des enfants. Premièrement, nous analysons la surmortalité des petites filles et son augmentation avec le rang de l’enfant dans la famille. Deuxièmement, nous examinons la discrimination sexuelle dans l’attention accordée à la santé des enfants. Et troisièmement, nous évaluons les influences régionales respectives de la culture et du contexte socio-économique sur la discrimination à l’égard des petites filles et leur surmortalité.

Un grand nombre d’études sur les structures de genre, couvrant les dernières décennies, citent la préférence pour les fils et le statut d’infériorité des femmes, deux éléments enracinés dans la culture, comme déterminants principaux de la discrimination à l’égard des femmes et de la surmortalité des petites filles qui en découle. On a avancé que l’économie familiale patriarcale, associée à l’avantage de valeur culturelle et économique attribué aux garçons par rapport aux filles, caractéristiques que l’on sait fondées sur des normes institutionnelles relevant des religions et du système des castes, étaient à l’origine de la préférence pour les fils et de l’infériorité féminine observées à des degrés variables dans les diverses régions indiennes (voir Das Gupta, 1987 ; Dyson et Moore, 1983 ; Miller, 1981 ; Kishor, 1993). Dans la tradition religieuse hindouiste, les fils sont requis pour la crémation de leurs parents décédés et le salut de leurs âmes (Arnold, Choe et Roy, 1998). Il incombe aux fils d’aider leurs parents avant comme après le mariage, tandis que les filles, une fois mariées, vont vivre dans la famille de leur mari et ne sont plus supposées apporter beaucoup de soutien économique ou affectif à leur propre famille. Dans les communautés patrilinéaires et patrilocales, la fille est considérée comme une ponction nette sur les ressources de ses parents (Dasgupta, 2000).

Certaines des plus importantes études sur l’Inde ont étayé une hypothèse majeure : la surmortalité des filles n’est pas un phénomène général et homogène, mais son ampleur croît avec le nombre de filles dans la famille (voir Das Gupta, 1987 ; Arnold, Choe et Roy, 1998) [3]. Une autre grande étude menée au Matlab par Muhuri et Preston (1991) a approfondi cette question avec l’hypothèse selon laquelle plus il y a d’enfants d’un sexe donné dans la famille, plus leur taux de mortalité a tendance à être fort, ce qui, dans un sens, incite à supposer qu’une certaine discrimination existe aussi à l’égard des fils de rang élevé. Et ces auteurs ont également observé un impact important de la présence de sœurs plus âgées sur la mortalité des filles plus jeunes. Ces travaux ont mesuré l’accroissement de l’écart de mortalité entre garçons et filles avec le nombre de filles, en s’appuyant soit sur la structure par sexe des enfants vivants, soit sur le rang de naissance.

Dans la même perspective, les études ont montré que plusieurs facteurs biomédicaux et démographiques peuvent interférer avec la mortalité différentielle des enfants selon leur sexe (voir Muhuri et Preston, 1991 ; Arnold, Choe et Roy, 1998). Évoquons quelques-uns de ces mécanismes. Premièrement, la rougeole transmise d’un enfant à un autre est plus souvent mortelle pour le receveur quand les deux enfants sont de sexe différent. Deuxièmement, d’une façon plus générale, les différences entre sexes en matière de maladie infectieuse et de guérison peuvent conduire à une surmortalité des filles. Troisièmement, les filles peuvent être exposées à une surmortalité du fait du raccourcissement des intervalles intergénésiques en cas de naissances féminines successives quand les parents essaient d’avoir un fils [4]. Quatrièmement, l’âge de la mère à la naissance de l’enfant peut être un facteur de confusion par rapport à la surmortalité des petites filles, en raison de l’augmentation du nombre d’enfants qui va de pair avec l’élévation de l’âge de la mère, surtout aux âges intermédiaires, entre 25 et 36 ans, étant donné la préférence pour les fils et le désir d’avoir une grande famille. Mais ces mécanismes ne peuvent expliquer qu’une partie de la différence (Nations unies, 1998a). Cette complexité souligne la nécessité d’utiliser des paramètres pertinents autres que la répartition par sexe des enfants en vie ou qu’une mesure bien moins précise encore comme le rang de naissance, utilisés dans les travaux antérieurs, pour évaluer les différences de mortalité des enfants selon le sexe. Dans notre analyse, nous allons pallier ces défauts en construisant un indice représentant le rang de l’enfant dans la famille en fonction de son sexe (voir la section consacrée aux données et aux méthodes pour une discussion plus détaillée).

On estime que les écarts de mortalité entre garçons et filles dans le nord de l’Inde sont en grande partie dus à une discrimination à l’égard des filles en ce qui concerne l’alimentation et les soins médicaux [5]. Des tra vaux majeurs ont montré que les filles étaient victimes de discrimination dans tout ce qui concerne l’alimentation, les soins médicaux, la tendresse et la chaleur affective (Miller, 1981 ; Das Gupta, 1987). Dans toutes les catégories socio-économiques, les petites filles sont spécifiquement exposées à la négligence de leurs parents en matière de santé et d’alimentation, surtout quand leur rang de naissance est élevé (Das Gupta, 1987). Bien que cette accumulation de négligences concernant la santé, l’allaitement, l’alimentation et l’attention aux besoins fondamentaux soit considérée comme un mécanisme collectif responsable de la surmortalité des filles, de nombreuses études ont plutôt corroboré l’hypothèse que ce sont les différences entre garçons et filles en matière d’utilisation correcte des soins médicaux préventifs et curatifs qui sont principalement responsables des différences de mortalité des enfants selon leur sexe (voir Chen et al., 1981 ; Wyon et Gordon, 1971 ; Basu, 1989 ; Timaeus et al., 1998). Dans le contexte indien, tant l’analyse par Wyon et Gordon (1971) des données de l’étude de Khanna que celle de Basu (1989) ont montré que la privation relative de soins médicaux modernes dont sont victimes les filles est un facteur plus important que la privation de nourriture dans l’explication des différences de mortalité entre garçons et filles. Par conséquent, notre analyse s’appuiera sur l’hypothèse que l’inégalité des sexes en matière de recours aux soins de santé modernes pour les enfants est la cause principale des différences de mortalité entre garçons et filles.

Globalement, les variations régionales de l’inégalité des sexes reflètent celles de l’importance du système patriarcal et de ses effets démographiques dans les différentes régions. Par conséquent, dans notre analyse, les États seront regroupés en cinq régions, définies en fonction de critères présentés dans la section suivante consacrée aux données et aux méthodes. D’un côté, ces différences culturelles entre les régions peuvent accentuer les inégalités en matière de développement et de santé, mais de l’autre, elles sont également des déterminants de la situation des femmes dans la société et peuvent jouer un rôle de variables de confusion par rapport aux inégalités de genre. Donc, dans le cadre de ce contexte régional et culturel de l’inégalité des sexes en matière de mortalité des enfants, il est essentiel d’examiner les relations qui existent entre les indicateurs du développement et les inégalités de genre, parce que ces relations constituent la toile de fond d’une bonne appréhension de la dynamique des inégalités de genre et de ses implications politiques. Bien que des recherches antérieures aient traité ce sujet, elles n’ont abouti à aucune conclusion définitive quant à l’influence d’indicateurs de développement aussi importants que le niveau d’instruction et la situation socio-économique des femmes sur les inégalités de genre (Chen, 1982 ; Das Gupta, 1987 ; Kishor, 1993 ; Malhotra et al., 1995 ; Miller, 1981 ; Murthi et al., 1995; Rosenzweig et Schultz, 1982 ; Simmons et al., 1982).

Le niveau d’instruction des femmes est reconnu comme un déterminant fondamental des baisses de la mortalité et de la fécondité (voir Caldwell, 1986 ; Caldwell 1998 ; Cleland et van Ginneken, 1988 ; Hobcraft, 1993 ; Drèze et Murthi, 2001). Mais son influence sur les inégalités de genre a été présentée de plusieurs manières bien différentes. Dans une analyse de données recueillies au niveau des ménages, Simmons et al. (1982) ont constaté que les différences de mortalité entre garçons et filles diminuent chez les mères indiennes instruites ; Murthi et al. (1995) sont parvenus à la même conclusion en analysant des données agrégées au niveau des districts et ont noté que « parmi les indicateurs de développement, la diffusion de l’instruction féminine peut avoir contribué à la réduction des inégalités de genre ». Par contre, Das Gupta (1987) et Bhuiya et Streatfield (1991) pensent, mais avec prudence, que l’instruction des mères pourrait aggraver la surmortalité féminine.

En ce qui concerne l’influence de la situation socio-économique des ménages sur les inégalités de genre, Schultz (1984) et Mosley et Chen (1984) ont estimé que certains effets renforcent la demande de recours aux services de santé modernes et ont un impact positif sur la survie des enfants. Mais, comme dans le cas de l’éducation, les avis divergent quant à l’influence de la situation socio-économique sur les différences de mortalité des enfants selon leur sexe. Les travaux de Rosenzweig et Schultz (1982) et de Clark (1984) montrent que l’écart de mortalité entre garçons et filles s’amenuise quand la situation socio-économique du ménage s’élève. Des chercheurs travaillant sur le thème général des inégalités de genre ont également souligné que les discriminations en fonction du sexe sont plus importantes dans les pays pauvres (voir, entre autres, Sen, 1988) [6]. Ces résultats contrastent fortement avec un certain nombre d’analyses menées au niveau des districts indiens, qui montrent soit un effet amplificateur soit une quasi-absence d’influence de la situation socio-économique sur les inégalités de genre (voir Kishor, 1993 ; Murthi et al., 1995). Des niveaux relativement élevés de développement agricole réduisent les chances de survie des femmes tout en n’ayant aucun impact sur celles des hommes (Kishor, 1993). On a constaté que les effets de la pauvreté sur la survie des enfants et les inégalités de genre sont très nettement moins importants que ceux de l’instruction féminine (voir Murthi et al., 1995 ; Drèze et Murthi, 2001). Contrairement à leurs attentes, Muhuri et Preston (1991) ont observé que la mortalité des petites filles était légèrement inférieure à la moyenne chez les familles pauvres du Bangladesh. Sur un plan plus général, une étude de la relation entre la situation économique et la structure par sexe de la population adulte (de 15 ans et plus) a montré qu’en Inde, la discrimination à l’égard des femmes est moins prononcée dans les ménages pauvres que dans les autres (Krishnaji, 1987). Au niveau agrégé, les États économiquement prospères du Pendjab, du Haryana et même du Maharashtra sont cités comme des exemples de sociétés où l’inégalité des sexes est importante. Cet ensemble de conclusions fragiles ne permet pas d’exclure la possibilité d’un effet amplificateur de l’amélioration des conditions économiques sur les inégalités de genre.

L’apport de ces travaux à l’explication des différences semble dépendre du type de données utilisées et de l’approche adoptée pour les analyser. Nous allons donc réexaminer les arguments relatifs à l’existence ou la non-existence d’un lien entre le niveau de développement et les inégalités de genre.

Notre analyse comparative porte sur cinq régions dénommées « Nord » (Dehli, Haryana, Himachal Pradesh, Jammu-et-Cachemire et Pendjab), « Centre-Nord » (Bihar, Madhya Pradesh, Rajasthan et Uttar Pradesh), « Est » (Assam, États du Nord-Est, Orissa et Bengale-Occidental), « Ouest » (Goa, Gujerat et Maharashtra), et « Sud » (Andhra Pradesh, Karnataka, Kerala et Tamil Nadu). Cette classification régionale sert de variable indicatrice pour l’explication des variations régionales dans l’analyse menée au niveau de l’ensemble du pays.

Cette analyse porte sur la surmortalité des petites filles dans le groupe d’âges 12-47 mois, puisque ce phénomène se manifeste principalement et avec une certaine ampleur à ces âges-là [7]. Nous utilisons des modèles de régression logistique multivariés pour étudier les différences entre garçons et filles en matière de mortalité et de recours aux soins de santé. Nous avons estimé les rapports des risques (odds ratios) de décès et de vaccination pour les enfants de 12 à 47 mois. Nous nous sommes servi du logiciel Stata.

Le fichier de données sur l’histoire génésique a été exploité sur deux périodes différentes dans nos analyses multivariées. Pour pouvoir rendre compte de l’influence des indicateurs de développement qui sont mesurés au moment de l’enquête sur la mortalité, nous avons d’abord exploité les naissances survenues au cours des dix années qui ont précédé l’enquête, en excluant les naissances datant de moins de 48 mois afin de ne prendre en compte que des enfants qui avaient été entièrement soumis au risque de mortalité aux âges étudiés (12-47 mois). Les résultats des modèles de régression logistique présentés aux tableaux 3 et 6 sont basés sur ces données et concernent les naissances survenues de 48 à 119 mois avant l’enquête (soit de 1982 à 1988).

Ensuite, l’analyse des inégalités de mortalité entre garçons et filles a été effectuée en exploitant la totalité des données sur les histoires génésiques des mères âgées de 13 à 49 ans, mises à part les naissances datant de moins de 48 mois (tableau 4 et figure 1). Pour cette analyse, nous avons utilisé un indicateur appelé « rang de naissance par sexe » qui est construit de la façon suivante [8] : les enfants sont classés par rang de naissance parmi les enfants de même sexe, ce qui permet de considérer la parité pour chaque sexe séparément. Il exprime les différences entre garçons et filles à chaque rang de naissance de manière strictement parallèle pour les deux sexes et mesure avec une précision accrue l’évolution du niveau de la mortalité des enfants quand les nombres respectifs de filles et de garçons augmentent. C’est un excellent outil de mesure de la discrimination à l’égard des filles ou des garçons, bien supérieur à la méthode traditionnelle, largement utilisée dans les travaux antérieurs, qui évalue la surmortalité des filles en fonction de la répartition par sexe des enfants en vie ou du rang de naissance (voir Das Gupta, 1987 ; Muhuri et Preston, 1991 ; Arnold, Choe et Roy, 1998). La méthode qui prend en considération les enfants survivants ne tient pas compte de la mortalité à laquelle ont été exposés les enfants décédés, ce qui fausse la comparaison des mortalités spécifiques des garçons et des filles. Cet indice peut aussi atténuer les effets de confusion dus aux facteurs biomédicaux et démographiques tels que les différences de létalité de certaines infections selon le sexe, les intervalles intergénésiques et l’âge des mères à la naissance de leurs enfants.

Tableau 2
Proportion d’enfants âgés de 12 à 47 mois couverts par divers vaccins, par sexe et par région (en %)

Tableau 3
Effet du sexe sur la mortalité juvénile (12-47 mois) des enfants nés de 1982 à 1988 par région de l’Inde (odds ratios)^(a)

Tableau 4
Effet du rang de naissance par sexe sur la mortalité juvenile (12-47 mois) des enfants par région de l’Inde (odds ratios)^(a)

Cet indice de rang de naissance par sexe a été employé dans les modèles de régression logistique concernant la mortalité des enfants, qui mettent en évidence les différences de mortalité entre garçons et filles en fonction de l’élévation du rang de naissance de l’enfant en contrôlant les variables socioculturelles et de développement (résultats présentés au tableau 4).

Notre analyse des inégalités de recours aux soins de santé selon le sexe est basée sur des données concernant les 45 363 enfants survivants sur les 49 369 naissances survenues au cours des quatre années qui ont précédé l’enquête (résultats présentés dans les tableaux 5 et 7 et dans la figure 2). Nous avons choisi la vaccination comme indicateur du recours préventif aux soins de santé pour les enfants. C’est un indicateur clé de l’attention à la santé des enfants, sur lequel la NFHS donne des informations. La vaccination contre six des grandes maladies infectieuses largement répandues dans les pays en développement – le tétanos, la diphtérie, la coqueluche, la poliomyélite, la tuberculose et la rougeole – est une composante essentielle des politiques de santé publique visant à améliorer la santé des enfants et, si possible, à réduire leur mortalité (Koenig, Fauveau et Wojtyniak, 1991). Dans cet article, nous examinons les différences de recours aux soins de santé selon le sexe en termes de pratique de diverses vaccinations recommandées. Les enfants de moins d’un an ont été écartés parce que ce n’est qu’à cet âge qu’un enfant doit avoir reçu toutes les vaccinations recommandées ; les données utilisées se réfèrent donc aux enfants survivants nés de 12 à 47 mois avant l’enquête (soit de 1988 à 1991). L’analyse des inégalités de recours aux soins de santé selon le sexe n’a pas pu être effectuée de façon strictement identique à l’analyse concernant la mortalité des enfants, qui s’appuie sur le rang de naissance par sexe des enfants en exploitant la totalité des données sur les histoires génésiques. Nous avons essayé d’utiliser cet indice de rang de naissance par sexe pour les enfants nés au cours des quatre dernières années, mais nous avons obtenu de trop petits nombres de cas pour chaque rang, ce qui n’a pas permis d’obtenir des résultats statistiquement fiables. En guise d’alternative, nous utilisons pour l’analyse de la vaccination le rang de naissance de l’enfant stratifié selon le sexe.

Étant donné que cette recherche repose sur une enquête rétrospective, la négligence des parents envers la santé de leurs petites filles, au niveau individuel, ne peut pas être mise en relation avec la mortalité. Dans la plupart des travaux antérieurs, le lien entre négligence des parents et mortalité des enfants était déduit de la correspondance entre les inégalités de mortalité et de soins de santé entre garçons et filles (voir Das Gupta, 1987 ; Basu, 1989 ; Muhuri et Preston, 1991). L’étude de Miller (1981) fait exception car elle analyse des cas de négligence envers les filles et les décès qui en résultent. Une telle comparaison directe n’est possible que dans une recherche prospective. Dans notre analyse, le lien est également établi sur la base de la correspondance systématique entre les inégalités de mortalité et de vaccination selon le sexe dans les diverses régions.

La littérature sur les déterminants de la survie des enfants dans les pays en développement reconnaît l’influence d’une série de facteurs relevant des domaines du développement, de la culture, de la santé et de la démographie sur la mortalité des enfants (voir Claeson et al., 2000 ; Hobcraft et al., 1984 ; Pandey et al., 1998 ; Mosley et Chen, 1984 ; Rutstein, 2000). Ces facteurs sont utilisés de diverses manières : premièrement, comme variables de contrôle dans l’évaluation de la surmortalité des petites filles ; deuxièmement, pour obtenir de nouveaux éclairages sur les rôles des variables intermédiaires telles que le niveau d’instruction de la mère et la situation socio-économique du ménage ; troisièmement, pour mesurer les effets de confusion dus à des facteurs démographiques sur l’écart de mortalité entre garçons et filles ; et quatrièmement, pour évaluer le lien entre culture, développement et inégalité de genre. Les variables employées sont des indicateurs de développement qui comprennent la situation économique du ménage, le niveau d’instruction des femmes, leur taux d’activité, des facteurs culturels et sociaux (caste et religion), le lieu de résidence et des caractéristiques démographiques (âge de la femme, âge de la mère à la naissance de l’enfant, durée écoulée depuis la naissance précédente).

Dans cette analyse, la situation économique du ménage est représentée par des indices d’équipement ménager, de possession de biens de consommation modernes et d’accès aux médias. L’indice d’équipement ménager, dont l’échelle va de 0 à 4, comprend l’éclairage électrique, la cuisine au gaz ou à l’électricité, l’accès à des toilettes et l’accès à l’eau courante ou à une pompe. Dans l’indice de possession de biens de consommation modernes figurent la radio, la télévision et le réfrigérateur, l’échelle allant de 0 à 3. L’indice d’accès aux médias, qui va également de 0 à 3, a trois composantes : écouter la radio au moins une fois par semaine, regarder la télévision une fois par semaine et aller au cinéma au moins une fois par mois. Dans les analyses de régression, on a utilisé de préférence les indices d’équipement ménager et d’accès aux médias, étant donné que l’indice de possession de biens de consommation modernes est très étroitement corrélé aux deux autres.

Le rapport des taux de mortalité juvénile (entre 1 et 4 ans) des filles et des garçons mesure, pour chaque État, le degré de surmortalité des petites filles (tableau 1 et carte 1). Ces rapports révèlent des niveaux extrêmement élevés de surmortalité des petites filles, avec une valeur record au Haryana (+ 134 %), suivi par le Pendjab (+ 81 %) et l’Uttar Pradesh (+ 70 %). Dans les États du Bengale-Occidental (+ 63 %), du Rajasthan (+ 59 %), de Delhi (+ 56 %), du Bihar (+ 55 %), de l’Orissa (+ 45 %) et du Himachal Pradesh (+ 44 %), la surmortalité des petites filles est supérieure à la moyenne nationale (+ 43 %). Le Kerala et le Tamil Nadu, au Sud, sont les deux seuls États où l’on n’observe pas de surmortalité des petites filles. Le basculement du désavantage masculin pour la mortalité néonatale au désavantage féminin pour la mortalité post-néonatale est brusque dans la plupart des États du Nord et du Centre-Nord, où la sur-mortalité des petites filles est supérieure à 50 %. Deux études antérieures, réalisées dans les zones de Khanna et du projet Matlab, ont également constaté que la mortalité des filles est inférieure à celle des garçons dans les tout premiers mois, mais que, à partir de la fin de la première année, les taux de mortalité des filles dépassent ceux des garçons (Wyon et Gordon, 1971 ; D’Souza et Chen, 1980).

La surmortalité des petites filles est mise en évidence par l’indice de rang de naissance par sexe. Le tableau 4 présente les résultats de l’analyse de régression logistique de la mortalité des enfants selon le rang de naissance par sexe, effectuée sur le fichier complet, et il donne un éclairage tout à fait neuf sur la mortalité juvénile. Les rapports de risques montrent clairement que la surmortalité des petites filles dans les régions Nord et Centre-Nord augmente plus fortement qu’ailleurs avec le nombre de filles dans la fratrie. On est frappé tant par le niveau de la surmortalité des filles et son augmentation avec le rang de naissance par sexe de celles-ci, comparativement avec ce qui se passe du côté des garçons, que par la variation régionale de l’écart de mortalité entre garçons et filles. Si on considère que l’augmentation du risque de décès avec l’élévation du rang de naissance chez les garçons représente l’effet de la parité en général, alors l’écart entre les risques de décès respectifs des filles et des garçons au même rang de naissance par sexe donne la mesure de la surmortalité des petites filles à chaque rang de naissance (figure 1).

Dans l’ensemble de l’Inde, les filles de rang 1, 2, 3 et 4 ou plus parmi les filles de la fratrie ont des risques de mortalité juvénile supérieurs de l’ordre de 35 % à 40 % à ceux des garçons qui occupent le même rang parmi les garçons de la fratrie. Les modèles par région montrent que les risques de mortalité des filles de ces mêmes rangs de naissance par sexe (de 1 à 4 ou plus) sont respectivement de 37 %, 62 %, 88 % et 75 % plus élevés que ceux de leurs homologues masculins dans la région Nord, et de 46 %, 55 %, 45 % et 57 % dans les États de la région Centre-Nord. Les schémas sont différents dans les régions Nord et Centre-Nord : la surmortalité des premières filles est un peu plus élevée au Centre-Nord, mais pour les filles de rang (par sexe) supérieur, elle est plus importante au Nord. Par contre, la surmortalité des filles est moindre dans les trois autres régions. De plus, tant au Sud qu’à l’Ouest, les filles de rang 4 ou plus ont un risque de mortalité juvénile inférieur à celui des garçons de même rang. En d’autres termes, dans ces deux régions à basse fécondité, les garçons de rang de naissance élevé sont exposés à un risque de mortalité juvénile supérieur à celui de leurs homologues de sexe féminin.

Ces modèles montrent clairement que des formes différentes de discrimination à l’égard des filles sont en vigueur dans les régions du Nord et du Centre-Nord.

Le tableau 5 présente les résultats des régressions logistiques en ce qui concerne la vaccination des enfants. Ils indiquent le degré de négligence qui affecte la vaccination des petites filles et les grandes variations régionales de l’écart entre garçons et filles en matière de couverture vaccinale. Les modèles par région montrent que l’inégalité est plus forte dans les régions Nord et Centre-Nord, et dans une moindre mesure celle de l’Est. Pour chacune des vaccinations infantiles recommandées (BCG, DTCoq, polio, rougeole), les rapports des risques mettent en évidence les fortes variations régionales de la négligence à l’égard des filles. Au Nord et au Centre-Nord, les petites filles âgées de 12 à 47 mois ont beaucoup moins de chances d’avoir été vaccinées que les garçons. L’écart entre garçons et filles est plus important au Nord qu’au Centre-Nord. Par contre, dans les régions Sud et Ouest, les enfants des deux sexes ont à peu près la même probabilité d’avoir été vaccinés.

Tableau 5
Probabilité d’être vacciné des enfants âgés de 12 à 47 mois selon le sexe dans les régions de l’Inde (odds ratios)^(a)

Cette discrimination globale étant démontrée, il reste à chercher si la négligence relative à l’égard des filles augmente avec leur rang de naissance, comparativement aux garçons de même rang, comme nous l’avons fait pour la mortalité. Comme on l’a expliqué dans la section consacrée à la méthodologie, il n’est pas possible d’établir le rang de naissance par sexe des enfants nés de 12 à 47 mois avant l’enquête, car cela nécessiterait des histoires génésiques de plus longue durée. Pour le remplacer, nous utilisons un indice de rang de naissance stratifié par sexe en tant que variable indépendante dans les modèles de régression logistique. La figure 2 compare les rapports des risques de recours aux soins de santé (toutes les vaccinations) chez les garçons et chez les filles par rang de naissance. Dans les régions Nord et Centre-Nord, on constate que les filles de rang supérieur à un ont moins de chances d’avoir été vaccinées que les garçons de même rang de naissance. Dans la région Nord, la figure 2 montre une augmentation de la discrimination quand on passe de l’aînée aux filles de rang supérieur. Par contre, on ne constate que de légères différences entre les deux sexes selon le rang de naissance dans les régions Sud et Ouest. La baisse du taux de couverture vaccinale des filles quand leur rang de naissance est supérieur à un dans la région Nord indique une augmentation de la discrimination à l’égard des filles avec l’augmentation du nombre d’enfants dans la famille.

Cette enquête fournit, au niveau national, des résultats qui établissent la discrimination à l’égard des petites filles en matière de recours aux soins de santé, et l’on peut avancer que cette discrimination contribue à la surmortalité des petites filles déjà largement démontrée dans les États du Nord et du Centre-Nord de l’Inde. Il y a manifestement des différences systématiques entre régions quant au handicap des filles en termes de mortalité et de soins de santé. Cette discrimination en matière de soins concerne les enfants survivants nés de 12 à 47 mois avant l’enquête, les enfants décédés étant ignorés car aucune donnée sur leur santé n’a été recueillie. Il est donc raisonnable de penser que l’inégalité de couverture vaccinale entre garçons et filles a dû être plus importante parmi les enfants qui sont morts. Les modèles relatifs à la vaccination portent sur une fraction des naissances survenues au cours des 12 à 47 derniers mois (les enfants survivants à la date de l’enquête), tandis que l’analyse de la mortalité sur la base des histoires génésiques des mères porte sur l’ensemble des naissances déclarées. Les naissances survenues au cours des quatre années qui ont précédé l’enquête se situent dans une période pendant laquelle l’Inde a commencé de connaître une certaine accélération de son développement. S’il est probable que cette évolution a eu pour effet de desserrer les obstacles culturels qui entravent l’égalité des sexes, il est clair, malgré cela, que la santé des petites filles reste traitée avec énormément de négligence.

Le tableau 6 présente les résultats de ces modèles. Comparativement aux garçons, la surmortalité des filles de mères analphabètes s’élève à 69 % dans la région du Nord, et à 61 % dans le Centre-Nord. De même, chez les mères vivant dans des ménages pauvres (où les indices d’équipement ménager et d’accès aux médias prennent la valeur 0), la surmortalité des petites filles atteint de 94 % à 98 % au Nord et de 46 % à 60 % dans le Centre-Nord. Ces rapports des risques sont statistiquement très significatifs et ont des écarts-types très faibles. À l’opposé, les modèles concernant les mères de niveau d’instruction secondaire ou supérieur et vivant dans des ménages aisés donnent des niveaux beaucoup plus faibles et statistiquement non significatifs de surmortalité féminine chez les enfants. Quant aux régions du Sud et de l’Est, elles se distinguent avec une surmortalité des petites filles très faible et non significative, même chez les mères analphabètes et pauvres.

Tableau 6
Effet des facteurs de développement et de l’intervalle intergénésique sur la mortalité juvénile (12-47 mois) des enfants nés de 1982 à 1988 selon le sexe dans les régions de l’Inde (odds ratios)^(a)

Puisque l’intervalle intergénésique est l’une des variables intermédiaires qui jouent un rôle de variable de confusion par rapport à la surmortalité des petites filles, nous avons aussi construit des modèles de mortalité différentielle par sexe en fonction de la durée de l’intervalle afin d’évaluer le lien entre ces deux phénomènes. Les résultats indiquent que, dans les régions du Nord et du Centre-Nord, où la mortalité des petites filles est élevée, les intervalles les plus courts sont nettement associés à un niveau très élevé de surmortalité féminine. Cette liaison est particulièrement nette dans la région du Nord, mais on l’observe aussi dans l’Ouest. Cela corrobore le résultat selon lequel la surmortalité des petites filles se concentre chez les mères analphabètes et pauvres, chez qui les intervalles intergénésiques courts tendent à être plus fréquents. Par contre, dans les régions du Sud et de l’Est, où les risques de surmortalité des petites filles sont moindres, l’intervalle intergénésique n’a pas d’effet significatif.

Nous avons également évalué l’impact des facteurs de développement sur la négligence à l’égard de la vaccination des filles. Nous avons élaboré des modèles de régression logistique séparés pour les différentes modalités des indicateurs de développement et pour chaque région en introduisant les autres déterminants socioculturels et démographiques de la mortalité des enfants comme variables de contrôle. Le tableau 7 présente les résultats relatifs à la vaccination (pour le DTCoq seulement) des petites filles par rapport aux petits garçons (référence). Chez les femmes analphabètes, la probabilité de vaccination des petites filles est significativement plus faible que celle des garçons dans les régions du Nord et du Centre-Nord, et l’écart est plus important dans la première région que dans la deuxième. De même, l’écart entre les deux sexes est sensiblement plus grand, dans ces deux régions, chez les mères vivant dans un ménage pauvre que chez les autres. Les niveaux très élevés de discrimination à l’égard des petites filles en matière de recours aux soins de santé concordent tout à fait avec l’importance de la surmortalité des filles nées de mères analphabètes et pauvres mise en évidence dans ces deux régions. De plus, les modèles concernant les mères instruites et celles qui vivent dans des ménages aisés donnent des niveaux beaucoup plus faibles et statistiquement non significatifs de discrimination à l’égard des filles en matière de vaccination, ce qui concorde bien avec le moindre degré de surmortalité de celles-ci. Dans les autres régions, les odds ratios sont non significatifs.

Tableau 7
Effet des facteurs de développement sur la couverture vaccinale^(a) des enfants âgés de 12 à 47 mois selon leur sexe dans les régions de l’Inde (odds ratios)^(b)

Au total, dans les régions du Nord et du Centre-Nord, les seuls écarts significatifs entre garçons et filles en matière de mortalité juvénile et de recours aux soins de santé s’observent chez les enfants des mères illettrées et pauvres. Dans la région du Sud, même si les estimations concernant la vaccination ne sont pas statistiquement significatives, elles indiquent néanmoins que, dans le contexte culturel de la région, les indicateurs de développement tels que le niveau d’instruction, la situation économique et l’accès aux médias peuvent avoir un effet réducteur sur l’inégalité des sexes. D’autres études sur les variations de la préférence pour les garçons en Inde et en Chine ont constaté des différences du même type. Dans les régions indiennes du Nord, du Centre-Nord et de l’Ouest, où la préférence pour les garçons est la plus prononcée, l’instruction féminine et l’élévation du niveau de vie des ménages entraînent une réduction de l’impact de la préférence pour les fils sur la fécondité et la contraception (Arokiasamy, 2002). En Chine, c’est dans les régions densément peuplées de l’Est du pays que la préférence pour les garçons est la plus marquée ; elle reste forte dans les villages agricoles et les petites villes du milieu rural, mais elle est un peu moins prononcée dans les villages ruraux non agricoles et faible dans les grandes villes (Arnold et Zhaoxiang, 1986).

Nos résultats permettent d’établir un lien entre la surmortalité des petites filles et la discrimination dont elles sont l’objet en matière de couverture vaccinale. Le maximum de surmortalité des petites filles s’observe dans la région Nord, suivie de la région Centre-Nord ; de même, la négligence des parents qui ne donnent pas à leurs filles toutes les vaccinations infantiles recommandées est maximale au Nord, suivi du Centre-Nord. La probabilité de vaccination est réduite de plus d’un tiers pour les filles du Nord (par rapport aux garçons) et d’environ un quart pour celles du Centre-Nord. À l’opposé, la plus faible surmortalité des petites filles s’observe dans la région du Sud, suivie de celles de l’Est et de l’Ouest, où l’on ne trouve pratiquement aucun signe de négligence à l’égard des filles en matière de vaccination.

La vaccination est l’un des principaux déterminants de la survie des enfants en Asie du Sud, et ces écarts considérables de couverture vaccinale révélés par une enquête nationale démontrent l’existence de négligences délibérées à l’égard des petites filles en matière de recours aux soins de santé modernes. Les différences entre garçons et filles en ce qui concerne le traitement de symptômes morbides tels que la fièvre, la toux et la diarrhée, ainsi qu’en matière de soins infirmiers contribuent aussi à l’explication du phénomène. Cependant, comme nous l’avons déjà dit, les données sur le traitement de ces symptômes morbides n’ont pas été utilisées, car elles posent des problèmes potentiels d’interprétation. Si la discrimination à l’égard des filles en matière de recours aux soins de santé est un facteur explicatif majeur de la surmortalité des petites filles, les différences d’alimentation des enfants selon leur sexe y jouent également un certain rôle, car elles contribuent aux différences d’exposition aux maladies. Toutes ces négligences mises ensemble constituent le principal déterminant de la chaîne causale qui aboutit au risque de surmortalité des petites filles et pourraient témoigner d’une négligence globale à l’égard des filles. Des mesures politiques axées sur l’émancipation féminine sont nécessaires pour lutter contre le danger que constitue pour la société la négligence à l’égard des petites filles.

Dans les autres pays du sud de l’Asie centrale, la surmortalité des petites filles n’est pas systématiquement associée à la négligence générale dont elles sont l’objet en matière de soins de santé. Cet état de choses incite à considérer que les objectifs des politiques devraient être hiérarchisés sur des axes différents. Il faut d’abord prendre pour cible les coutumes relatives à la façon d’élever les enfants selon leur sexe, qui prennent leur source non dans des attitudes consciemment discriminatoires, mais dans des croyances religieuses ou culturelles profondément enracinées. Ensuite, il faut faire appliquer le droit des petites filles aux soins de santé préventifs et curatifs là où des discriminations volontaires ont été mises en évidence.

Même dans des cas où l’on n’observe pas de discrimination à l’égard des filles en matière d’alimentation, de santé et de satisfaction des besoins affectifs, plus les filles sont nombreuses dans la famille, plus elles peuvent être confrontées à bien d’autres problèmes résultant des normes du patriarcat et de la mauvaise situation économique de la famille. Selon Arnold (1997), il est probable que, quand prévaut la préférence pour les garçons, les filles grandissent dans des familles plus nombreuses que les garçons. Les couples qui ont une forte préférence pour les garçons vont continuer à procréer afin d’atteindre leur nombre idéal de fils. Les filles qui grandissent dans ces conditions peuvent être particulièrement défavorisées en termes de dépenses pour l’éducation et pour le mariage, et tout ceci peut se combiner pour les priver de l’accès à de meilleures conditions de vie. Les objectifs des politiques d’émancipation des femmes doivent s’attaquer à cette vaste problématique des inégalités de genre, qui sont encore très largement répandues.

Un autre problème important est celui de la liaison entre la baisse de la fécondité et la différence de mortalité entre garçons et filles. Selon Das Gupta et Bhat (1997), une baisse de la fécondité devrait être bénéfique pour les filles dans la mesure où elle réduit l’« effet de parité », même si un « effet d’intensification » amène un renforcement de la discrimination à l’égard des filles aux parités les plus basses [10]. La deuxième phase de l’enquête NFHS (NFHS-2, 1998-1999) a constaté une augmentation de la surmortalité des petites filles dans les États du Pendjab et du Haryana (région du Nord) où la fécondité et la mortalité juvénile ont baissé. Un autre aspect de cet effet d’intensification est la récente amplification de la discrimination prénatale. Mais la baisse de la fécondité peut contribuer à une réduction sensible du nombre absolu de décès féminins excédentaires, étant donné que les nombres de filles de rang de naissance élevé (3^e et 4^e) diminuent et que ce sont celles-ci qui sont exposées à la plus forte surmortalité. Dans la région du Centre-Nord, on observe une surmortalité des petites filles plus grave que dans la région du Nord, bien que l’inégalité des sexes soit plus forte dans cette dernière. Cela peut être dû au très grand nombre de naissances survenues dans le Centre-Nord du fait que la population y est nombreuse et la fécondité relativement élevée. Ainsi, au niveau global, l’influence de la baisse de la fécondité sur la mortalité différentielle des enfants selon leur sexe laisse supposer qu’il y a un phénomène d’interaction entre descendance et intensité de la discrimination ; et avec la baisse de la mortalité des enfants, il est indispensable de s’attaquer à ces deux aspects du problème avec des politiques sociales et sanitaires efficaces.

L’atout de notre recherche est la grande taille de son échantillon. Elle montre que l’amélioration de l’accès à l’éducation, de la situation économique et de l’accès aux médias a tendance à réduire les inégalités de genre. De plus, l’association positive entre une forte mortalité chez les petites filles et des intervalles intergénésiques courts corrobore ces relations, puisque les intervalles courts tendent à être plus fréquents chez les femmes analphabètes et pauvres. Mais ces résultats sont en opposition avec ceux de travaux antérieurs qui ont montré que l’accès à l’éducation peut avoir un effet amplificateur, ou pratiquement pas d’effet, sur l’écart de mortalité entre garçons et filles (voir Das Gupta, 1987 ; Muhuri et Preston, 1991 ; Bhuiya et Streatfield, 1991). Cependant, bien d’autres analyses de données recueillies au niveau des ménages ont montré que la discrimination envers les petites filles est plus forte chez les pauvres et les analphabètes (voir Clarke, 1984 ; Krishnaji, 1987 ; Rosenzweig et Schultz, 1982 ; Simmons et al., 1982). Par ailleurs, au niveau macro, les modèles régionaux caractérisés par des niveaux bas d’instruction des femmes et de recours aux soins de santé renforcent aussi l’idée que la stagnation des possibilités de développement peut aggraver les inégalités de genre. Il convient d’être prudent quand on interprète ceci comme un nouveau résultat clair et simple. Dans un sens, le développement pourrait réduire les différences entre les sexes (Drèze et Sen, 2002) ; mais dans l’autre, les inégalités de genre pourraient elles-mêmes contribuer à l’échec du développement en général.

Les contrastes entre régions et que nous avons mis en évidence soulignent, comme l’ont déjà fait de nombreux chercheurs, la nécessité de prendre en considération les liens de synergie qui existent entre la culture, le développement et l’inégalité des sexes pour promouvoir la santé et éradiquer la discrimination sexuelle. L’étude des Nations unies (Nations unies, 1998b) montre également que la surmortalité des petites filles n’est pas un phénomène uniforme. L’égalité globale moyenne entre garçons et filles masque des différences régionales dans les pays en développement, la surmortalité des petites filles présente dans la moitié des régions étant compensée par la surmortalité des garçons observée dans l’autre moitié. Au total, la surmortalité des petites filles se manifeste dans une grande diversité de contextes en termes de développement, d’organisation sociale et de valeurs culturelles. Étant donné que l’Inde contribue pour une large part à la surmortalité des petites filles dans le monde, ses politiques de santé et de développement doivent s’attaquer aux disparités entre régions.