En Afrique sub-saharienne, la transition de la fécondité a débuté il y a une vingtaine d’années seulement, avec de fortes variations entre pays. Dans les pays pionniers d’Afrique australe et orientale (Botswana, Kenya et Zimbabwe), la fécondité se situe désormais à moins de 4 enfants par femme, tandis qu’elle demeure supérieure à 6,5 enfants par femme dans les pays enclavés du Sahel, où la baisse n’a commencé qu’en ville. L’Afrique sub-saharienne reste ainsi la partie du monde où la fécondité est la plus élevée : 5,4 enfants par femme contre 2,6 en Asie et en Amérique latine et 1,6 dans les pays industrialisés (United Nations, 2003).

L’Afrique sub-saharienne détient également le record en matière d’écart d’âge entre conjoints. La différence entre les âges moyens au premier mariage y est, en moyenne régionale [1], de 6,6 ans en Afrique de l’Ouest, 6,0 ans en Afrique centrale, 4,3 ans en Afrique orientale et 3,3 ans en Afrique australe. En dépit d’une tendance générale à la baisse (Hertrich, 2001; Hertrich et Locoh, 1999), cet écart d’âge au mariage reste nettement plus élevé en Afrique sub-saharienne (5,4 ans en moyenne) que dans les autres régions du monde où il est de l’ordre de 3 ans (3,2 ans en Asie; 2,9 ans en Amérique latine; 2,8 ans en Europe; 2,3 ans en Amérique du nord) (United Nations, 2000).

Il paraît légitime de penser qu’il existe un lien entre la forte fécondité et les écarts d’âge importants entre conjoints qui prévalent en Afrique. En effet, la différence d’âge entre époux est reconnue, dans la littérature, comme un indicateur des inégalités instituées entre les sexes de même qu’un indicateur de la nature des relations au sein des couples. Or l’amélioration de la condition des femmes et l’évolution des rapports conjugaux comptent parmi les facteurs de la transition de la fécondité les plus souvent cités.

L’objet de cet article est de tester l’existence d’une relation entre l’écart d’âge entre conjoints et la pratique contraceptive, à partir d’un corpus d’enquêtes démographiques et de santé récentes, réalisées dans 18 pays d’Afrique sub-saharienne continentale.

Dans une première partie, nous discutons des relations susceptibles d’exister entre l’écart d’âge des conjoints et les comportements de fécondité et nous précisons nos hypothèses. Nous présentons ensuite les données et en évaluons la qualité, avant de décrire la structure des écarts d’âge et de dégager des modèles régionaux. L’analyse des relations statistiques entre l’écart d’âge des conjoints et la pratique contraceptive fait l’objet de la dernière partie de notre étude, en contrôlant l’effet des caractéristiques socio-économiques individuelles et en évaluant l’influence du contexte régional (modèle d’appariement conjugal dominant et degré de diffusion de la contraception) sur ces relations.

Ce système matrimonial est, en lui-même, un déterminant important du niveau élevé de la fécondité en Afrique, car il maximise la durée d’exposition des femmes au risque de concevoir en assurant le déroulement de l’essentiel de leur vie féconde en union. De fait, comme dans d’autres régions du monde (Chesnais, 1986), le recul de l’âge au mariage a souvent été un facteur important de la baisse de la fécondité dans les pays africains où elle a débuté.

Au cours des dernières décennies, l’évolution de la nuptialité en Afrique a été marquée par une augmentation généralisée de l’âge au premier mariage des femmes et par une tendance au resserrement de la différence d’âge au premier mariage entre les sexes [4] (Hertrich, 2001; Tabutin et Schoumaker, 2004). La polygamie reste une institution robuste mais des données récentes suggèrent le début d’un recul dans certains pays et dans les milieux favorisés (Antoine et Pilon, 1998; Antoine, 2002; Hertrich, 2003). Ces évolutions s’accompagnent d’une diversification des régimes de nuptialité en Afrique sub-saharienne, mais les contrastes avec les autres régions du monde ne se sont pas effacés dans la mesure où les changements y sont plus lents qu’ailleurs (Tabutin et Schoumaker, 2004).

Si elles s’atténuent, les grandes caractéristiques des régimes de nuptialité sub-sahariens restent inchangées, ce qui tient probablement en partie à leur interdépendance (l’évolution de l’une d’entre elles ayant des conséquences sur l’ensemble du système) mais aussi aux dispositifs de contrôle des unions. En effet, sous leur forme traditionnelle, les procédures matrimoniales nécessitaient la mobilisation de ressources matérielles (prestations matrimoniales) et symboliques (codification des procédures, mobilisation de médiateurs, échelonnement sur la durée) qui n’étaient pas à la portée des intéressés et légitimaient l’intervention des aînés (Radcliffe-Brown, 1953; Meekers, 1992; Hertrich, 1996). En contrôlant l’attribution des filles et l’accès aux épouses, les responsables familiaux s’assuraient aussi la subordination économique des jeunes hommes, dépendants de leurs aînés pour se marier (Meillassoux, 1982; Locoh, 2002). Polygamie, mise en union précoce des filles, prolongation du célibat masculin et écarts d’âge élevés apparaissent ainsi également comme les expressions d’une structure de domination fondée sur le sexe et l’âge et d’une organisation sociale privilégiant la famille étendue aux dépens de l’unité conjugale. On peut donc envisager que l’écart d’âge soit associé au niveau de fécondité non seulement comme élément d’un régime de nuptialité mais aussi comme indicateur d’autonomie de la femme et du couple.

De concert avec d’autres variables de la nuptialité (en particulier l’âge au mariage et la polygamie), l’écart d’âge entre les conjoints est couramment cité comme un élément du statut de la femme, indicateur d’inégalités au sein du couple mais aussi du rôle et de la position des femmes dans la société (Cain, 1984, 1993; Casterline et al., 1986; Hertrich et Locoh, 1999; Oppenheim Mason, 1984, 1993, 1997; Safilios-Rotschild, 1982; Thiriat, 2000; Véron, 1997; Ware, 1981).

En renforçant la domination de sexe par la domination d’âge (Bozon, 1990, 2003), l’écart d’âge définit une inégalité de statut au sein du couple, l’épouse se trouvant doublement subordonnée à son mari, comme femme et comme cadette. Il pèse aussi sur l’autonomie féminine de façon indirecte, par les composantes du régime de nuptialité qui lui sont associées.

Ainsi la réalisation de la quasi-totalité de leur vie adulte en couple, par le mariage précoce et les procédures de remariage rapide, met en avant la subordination des femmes à leur rôle de mère et d’épouse. Par là même, c’est aussi l’absence de reconnaissance d’un espace personnel à la femme, hors de la tutelle masculine, qui se trouve signifiée : la période pré-conjugale, favorable au développement de projets individuels, à l’acquisition d’une formation professionnelle et d’un statut hors de la sphère domestique, est abrégée; la vie hors du cadre conjugal des femmes veuves ou divorcées est entravée (réprobation sociale, obstacles à l’autonomie économique). Dans ce contexte, la constitution d’une descendance nombreuse est, pour la femme, un moyen non seulement d’acquérir une reconnaissance sociale, mais aussi de consolider son statut au sein de l’espace familial, auprès de son conjoint, de ses co-épouses et de sa belle-famille. Les écarts d’âge élevés peuvent ainsi être associés au modèle de fécondité ancien, « non contrôlé », parce qu’ils concourent à la faible marge d’initiative personnelle des femmes et à l’absence de modèle identitaire alternatif à celui de mère et d’épouse.

À l’échelle individuelle, un écart d’âge élevé engendre une distance entre les conjoints, d’une part parce que l’âge est un élément fondamental dans la définition des rapports de subordination, d’autre part parce qu’il instaure un décalage générationnel et culturel entre les conjoints, qui se situent à des étapes différentes de leur histoire de vie et ont vécu leur vie préconjugale dans des conjonctures différentes. Dans les populations où les écarts d’âge élevés sont pratiqués à grande échelle, ces contraintes objectives posées au rapprochement conjugal sont renforcées par les autres pratiques matrimoniales. Quand la formation des unions relève de stratégies familiales, les couples ne se forment ni ne se définissent en fonction d’un projet concerté entre les intéressés, à plus forte raison en matière de fécondité. De plus, la polygamie crée un climat de défiance entre les époux, au sein des unions polygames car « la dépendance et la soumission des coépouses [à l’égard de leur conjoint] sont renforcées par la compétition et les inégalités instituées entre elles » (Antoine, 2002), mais aussi au sein des couples monogames où l’arrivée d’une coépouse est vécue comme « une menace dont certains hommes n’hésitent pas à user pour s’assurer la subordination de leur épouse » (Hertrich et Locoh, 1999). L’organisation économique et familiale (séparation des budgets, division du travail, prise en charge des enfants au sein du réseau familial…) ne contribue pas davantage à la constitution d’une communauté d’intérêt et d’un pôle de décision conjugal où des projets autonomes de fécondité pourraient s’élaborer et où les normes pourraient être discutées. Les écarts d’âge élevés sont un élément d’un système institutionnel qui freine le rapprochement conjugal et contribue à réduire le couple à une unité de reproduction biologique : le déni du couple, en tant qu’unité de décision, y apparaît comme un véritable choix de société (Caldwell, 1982; Lesthaeghe, 1980; Ryder, 1983).

La thèse selon laquelle la transition de la fécondité est favorisée par le développement de l’autonomie du couple a donné lieu à de nombreuses discussions. Évoquée dans les débats sur la modernisation des années soixante (Goode, 1963; Parsons, 1955, 1973), elle a été développée par John Caldwell (1982) [6], dans sa théorie sur l’inversion du flux économique entre générations. L’émergence d’une unité conjugale autonome, investie de liens affectifs, y est considérée comme un préalable à la baisse de la fécondité. La thèse de la nucléarisation a été largement critiquée dans les années quatre-vingt et quatre-vingt-dix pour son caractère ethnocentrique et évolutionniste et en raison du manque de validation scientifique (Bartiaux et Tabutin, 1984; Locoh, 1988; McDonald, 1992; Segalen, 1988; Vimard, 1993). L’hypothèse de la conjugalité connaît de nouveaux développements depuis une quinzaine d’années dans les travaux traitant des processus de décision en matière de contraception. Karen Oppenheim Mason (1993) considère que le renforcement des liens affectifs entre conjoints est susceptible de favoriser la planification familiale d’un double point de vue, celui de la communication entre conjoints et celui de la convergence d’intérêts [7]. Différentes études montrent en effet que la discussion des questions de planification familiale par les conjoints est associée à une utilisation plus fréquente de la contraception (Oheneba-Sakyi et Takyi, 1997; pour une synthèse voir Beckman, 1983) [8]. Plus récemment, des recherches prenant en considération les attentes des deux sexes en matière de reproduction montrent que les femmes reconnaissent une place importante, sinon prédominante, à leurs conjoints dans les décisions de fécondité (Watkins et al., 1997; Dodoo et al., 1997; Isiugo-Abanihe, 1994) et que l’existence d’un projet de fécondité partagé par les deux conjoints joue sur la probabilité d’utiliser la contraception (Andro et Hertrich, 2001; Bankole et al., 1995; Becker, 1996; Dodoo, 1995; Dodoo et al., 1997; Ezeh, 1991, 1993; Lloyd, 1996; Lasee et Becker, 1997; Phillips et al., 1997).

Par delà cette hypothèse générale, on peut s’interroger sur la régularité statistique de la relation et sur l’effet médiateur du contexte sur sa réalisation.

La différence entre les âges moyens au premier mariage ne rend cependant que partiellement compte des écarts d’âge existant entre les conjoints. En effet ceux-ci dépendent non seulement du décalage entre les calendriers d’entrée en union des hommes et des femmes mais aussi de l’intensité des ruptures d’union et des remariages (qui peuvent varier selon la différence d’âge des conjoints) et surtout des modalités de l’appariement conjugal (les mariages entre célibataires ne représentent qu’une partie des premiers mariages des individus). Par ailleurs la différence entre les âges moyens au premier mariage est un indicateur déduit de données transversales qui ne fournit aucune information sur la distribution des écarts d’âge et ne se prête pas, à plus forte raison, à des analyses à l’échelle individuelle.

Les seules analyses de ce type réalisées sur l’écart d’âge entre conjoints ont été entreprises par John Casterline et son équipe (Casterline et al., 1986) à partir des enquêtes mondiales de fécondité réalisées à la fin des années soixante-dix dans 28 pays en développement (9 en Afrique, dont 5 en Afrique sub-saharienne, 11 en Asie et 8 en Amérique latine). Par la suite Mead Cain (1984, 1993) a utilisé ces résultats sur la différence d’âge comme marqueur du statut de la femme et du degré de patriarcat et les a mis en relation avec les niveaux de fécondité. Ses travaux attestent de l’existence d’une corrélation importante, à l’échelle des 28 pays, entre l’écart d’âge médian et le niveau de fécondité. Cette corrélation résulte principalement de la mise en opposition de deux groupes de pays : d’un côté les pays d’Amérique latine et du Sud-Est asiatique (avec un faible écart d’âge et une faible fécondité), de l’autre les pays africains et de l’Asie du Sud et de l’Ouest (avec des écarts d’âge et une fécondité élevés). Les analyses distinguaient ainsi les pays où la transition était engagée de ceux où elle n’avait pas encore débuté. En revanche, il n’apparaissait pas de relation claire entre la différence d’âge des conjoints et le niveau de fécondité au sein de chacun de ces deux groupes. La situation a pu se modifier depuis avec le démarrage de la baisse de la fécondité en Afrique. Les enquêtes démographiques et de santé permettent de reprendre la question avec des données récentes.

La question sur l’âge du conjoint n’est posée qu’aux femmes en union et porte sur leur partenaire au moment de l’enquête. Les enquêtes EDS reconnaissent une définition large du mariage ou de la vie en union, s’appuyant sur la déclaration des enquêtées, plutôt que sur des critères de reconnaissance légale ou coutumière. Ce point de vue est appréciable en Afrique sub-saharienne où les procédures matrimoniales sont variées, souvent longues et complexes (Radcliffe-Brown, 1953; Meekers, 1992; Hertrich, 1996) et où bon nombre d’unions échappent à tout enregistrement. Notons en particulier que les femmes ne résidant pas avec leur conjoint sont comptabilisées parmi les femmes en union et que les questions portant sur leur conjoint leur ont été posées au même titre qu’aux autres femmes mariées. Dans cet article, nous traiterons globalement des femmes vivant en union, et nous parlerons de leur « mariage », de leur « couple », de leur « mari », « conjoint » ou « partenaire » que leur union ait été régularisée ou non, qu’elle donne lieu à une co-résidence ou non.

Le fait que l’âge du conjoint ne soit connu que pour l’union en cours constitue une limite importante. L’évolution de l’appariement conjugal au fil des générations ne peut être abordée, les femmes des différentes générations se situant, au moment de l’enquête, à des étapes variables de leur histoire matrimoniale. Cette contrainte est d’autant plus importante que la mobilité matrimoniale est élevée : à 45-49 ans un tiers des femmes mariées n’en sont plus à leur première union contre 7 % à 20-24 ans.

L’examen des relations entre l’évolution des écarts d’âge entre conjoints et la transition de la fécondité ne peut donc être mené qu’à partir d’une analyse comparative d’indicateurs transversaux. Cette démarche est cependant facilitée par la diversité des pays traités, en matière de fécondité comme d’écart d’âge entre conjoints. Une large gamme de situations est couverte en terme d’avancement dans la transition de la fécondité, allant de pays où la contraception moderne est quasiinexistante (Tchad) à des pays où elle est largement diffusée, tels que le Zimbabwe, le Gabon ou le Kenya, où plus de la moitié des femmes ont déjà pratiqué une méthode moderne de contraception. De même, avec des moyennes variant de 6 ans (Malawi) à 14 ans (Guinée), on observe une grande diversité de situations concernant l’écart d’âge entre conjoints.

La fiabilité des données sur l’écart d’âge mérite cependant d’être examinée, d’autant plus que cet indicateur est établi à partir de deux déclarations : il est calculé par différence entre l’âge (en années) de l’époux et celui de la femme enquêtée. L’enquêteur enregistre la date de naissance de la femme (dont l’âge est alors calculé par différence avec la date de l’entretien) si elle la connaît, sinon son âge. L’âge de l’époux est enregistré à partir d’une question directe à sa femme. Pour évaluer la qualité de l’information sur l’écart d’âge, on s’intéressera donc à celle de l’âge des deux conjoints, en terme de complétude et de régularité des distributions.

L’information sur l’âge est disponible pour la totalité des femmes et pour la quasi-totalité de leurs conjoints (tableau 1). Seuls deux pays (Guinée et Mozambique) enregistrent plus de 3 % de données manquantes sur l’âge des époux. Cette bonne complétude ne signifie cependant pas que l’on dispose de données précises et fiables. Dans 12 des 18 pays traités, plus de 40 % des femmes n’ont pas été en mesure de fournir leur date de naissance au mois près. Dans 6 d’entre eux, principalement localisés en Afrique de l’Ouest, cette méconnaissance concerne la quasi-totalité des femmes (plus de 80 %).

Tableau 1
Complétude des informations sur les âges et attraction des âges ronds (femmes en union, effectifs pondérés)

La distribution des déclarations concernant l’âge des enquêtées et plus encore celui de leur conjoint confirme l’imprécision des données dans une grande partie des pays. Une surreprésentation des âges « ronds », multiples de 5 et de 10, s’observe en effet dans la plupart des pays : en l’absence d’erreur de déclaration, ces âges devraient regrouper environ 20 % des déclarations; or la proportion observée n’est inférieure à 25 % que dans 6 pays pour l’âge de la femme et dans 3 pays pour l’âge du conjoint (tableau 1). Le phénomène d’attraction s’observe de façon systématique dans les 10 pays d’Afrique de l’Ouest, avec une concentration aux âges ronds généralement supérieure à 30 % pour les deux sexes, et dépassant même, pour l’âge de l’homme, 40 % dans 4 pays. Dans les autres régions, les femmes connaissent mieux leur âge; l’attraction est inexistante ou faible (inférieure à 30 %) dans tous les pays à l’exception de l’Éthiopie. La qualité des données sur l’âge de l’homme y est cependant discutable dans 5 pays, particulièrement l’Éthiopie, le Kenya et la Tanzanie où on enregistre plus de 30 % d’âges ronds. Pour importantes qu’elles soient, ces déformations s’avèrent cependant bien plus faibles que celles qui ont pu être constatées sur les enquêtes mondiales de fécondité et les premières EDS. Les valeurs se terminant par 0 ou 5 regroupaient alors parfois plus de 2/3 des enregistrements et la situation était pire encore avec les données censitaires (Goldman et al., 1985; IRD, 1990).

L’examen des répartitions par âge ne permet d’aborder qu’un aspect des erreurs de déclaration des âges, mais suffit à montrer que les âges déclarés ne peuvent être assimilés à des valeurs quantitatives précises. Les femmes connaissent mal l’âge de leur conjoint et les erreurs de déclarations ne sont probablement pas aléatoires. L’âge étant reconnu comme un attribut du pouvoir masculin et les analyses des données censitaires révélant une tendance au vieillissement plus importante chez les hommes que chez les femmes après 50 ans [11], il est vraisemblable que l’âge des maris soit surestimé et, en conséquence, que l’écart d’âge entre conjoints le soit également. Remarquons que les pays du Sahel, qui figurent parmi les pays les plus marqués par les schémas de déformation des âges, sont aussi ceux où le phénomène d’attraction au niveau de l’écart d’âge est le plus prononcé (tableau 1). On ne peut donc pas exclure l’hypothèse que les femmes (ou les enquêteurs) aient eu tendance à estimer l’âge des hommes en fonction de l’écart d’âge attendu entre les conjoints. Il est cependant rassurant de constater que la déformation est beaucoup plus limitée sur la distribution des écarts d’âge que sur celle des âges.

L’imprécision des déclarations sur les âges suggère que les intéressés les abordent davantage d’un point de vue qualitatif que quantitatif. On se gardera donc d’accorder à l’écart d’âge la précision d’une variable continue. On utilisera cette information principalement pour distinguer deux situations conjugales opposées :

Ces catégories ont été volontairement marquées par des limites « extrêmes » pour leur garantir une certaine homogénéité, en dépit des erreurs d’estimation des écarts d’âge. Compte tenu des situations restantes, 4 modalités seront ainsi prises en compte pour analyser les relations entre l’écart d’âge et les comportements de fécondité :

L’appartenance à ces quatre types d’unions est mise en relation dans nos analyses avec le comportement reproducteur. La propension des femmes à l’adoption de nouveaux comportements de fécondité est mesurée dans notre étude par la pratique passée (ever use) et présente (current use) d’une méthode moderne de contraception. En effet, nous ne cherchons pas tant à mesurer la pratique contraceptive per se mais à distinguer les femmes qui, à travers des comportements de limitation des naissances, peuvent être considérées comme porteuses de changements démographiques. Il nous fallait donc inclure les femmes qui ont pratiqué la contraception moderne dans le passé mais ne la pratiquent plus au moment de l’enquête, soit parce qu’elles ne sont pas soumises au risque de concevoir (femmes enceintes, qui allaitent, stériles ou dont le mari est absent), soit parce qu’elles n’ont pas atteint le nombre d’enfants désirés (femmes les plus jeunes notamment).

Avant de décrire les résultats de ces analyses, nous présentons ci-après une vue d’ensemble de la structure des écarts d’âge dans les 18 pays.

Les pays d’Afrique australe, centrale et orientale se caractérisent par les écarts d’âge les plus faibles. Exception faite de l’Éthiopie, la valeur modale de l’écart se situe entre 3 et 5 ans; 3 à 5 femmes sur 10 ont un conjoint d’âge proche du leur, et moins d’une femme sur six est mariée à un homme de 15 ans au moins son aîné. Le Malawi est le pays où les écarts d’âge faibles sont les plus fréquents; à l’opposé, l’Éthiopie et, dans une moindre mesure, la Tanzanie, ont des profils plus étalés se rapprochant de ceux des pays du golfe de Guinée.

Les pays du golfe de Guinée présentent un profil intermédiaire, avec des valeurs modales comprises entre 4 et 6 ans, proches de celles du groupe précédent, mais avec une dispersion plus importante en faveur des valeurs élevées. Les couples « égalitaires » en âge y restent cependant davantage représentés que les couples « très inégalitaires » (31 % contre 17 % en moyenne).

Tel n’est plus le cas dans les pays du Sahel (y compris le Nigeria), où les femmes mariées à un homme beaucoup plus âgés (29 % en moyenne) sont deux fois plus nombreuses que celles qui sont proches en âge de leur conjoint. L’écart d’âge modal est moins marqué dans ces pays que dans ceux des autres régions, il se situe sur une plage allant de 6 à 11 ans. Au sein de ce groupe, la Guinée est le pays où les écarts élevés sont les plus représentés, le Tchad, celui où ils le sont le moins.

Ces modèles régionaux se distinguent principalement par les valeurs modales et la dispersion des distributions, mais présentent cependant des profils proches. Les courbes sont dissymétriques, avec une faible représentation des valeurs négatives, une concentration des observations autour des valeurs modales et un étalement sur la droite. Tout se passe comme si l’appariement conjugal était impossible si un écart d’âge minimum n’était pas respecté : de fait, les unions avec un écart d’âge nettement inférieur à la valeur modale sont marginales, à plus forte raison si l’écart est en faveur de la femme. La concentration autour des valeurs modales renforce l’idée d’un contrôle social de cet appariement. Il est d’ailleurs probable que la répartition observée exagère la réalité, la norme ayant pu influencer les déclarations.

Les écarts d’âge sont plus élevés et plus dispersés pour les femmes remariées que pour les femmes en première union, et cela dans tous les pays (figure 3). En particulier, les situations conjugales plaçant l’épouse en position d’aînée deviennent moins exceptionnelles : dans les pays non sahéliens, elles concernent, en moyenne, près d’une femme remariée sur dix contre moins de 3 % en cas de premier mariage. En Afrique sahélienne, elles restent cependant rares (3 % contre moins de 1 % pour les premiers mariages). La variation de l’écart d’âge selon le rang de mariage tient en partie à la précocité du calendrier d’entrée en union des femmes en Afrique qui rend leur mariage avec un homme plus jeune difficilement réalisable. Un tel appariement devient accessible à mesure que l’âge de la femme augmente, donc en cas de remariage. De plus, les remariages des femmes étant généralement moins contrôlés que leur premier mariage (Locoh et Thiriat, 1995), les modalités de l’appariement sont plus souples, donc plus diversifiées. La représentation plus importante des écarts d’âge élevés en cas de remariage va dans le même sens. Les premiers mariages regroupant l’essentiel des unions (8 sur 10 en moyenne dans chaque ensemble de pays), on retrouve au sein de cette catégorie les différentiels régionaux observés sur l’ensemble des unions (écarts les plus élevés en Afrique sahélienne, les plus faibles en Afrique australe, centrale et orientale, et de niveau intermédiaire dans le golfe de Guinée). En revanche, les écarts d’âge en cas de remariage distinguent principalement le groupe sahélien, les pays du golfe de Guinée suivant le même profil que ceux d’Afrique australe, centrale et orientale.

La polygamie est un autre facteur qui joue dans le sens d’une plus grande dispersion des écarts d’âge, mais systématiquement en faveur d’écarts d’âge plus élevés. Par définition, les mariages polygamiques concernent des hommes déjà mariées, et par conséquent plus vieux en moyenne que les hommes sans épouse (majoritairement célibataires) [13]. Il est donc normal qu’ils aient en moyenne un écart d’âge plus important avec leurs épouses. La relation passe peut-être aussi par un effet de sélection des individus les moins investis dans la construction conjugale, position signifiée à la fois par la pratique de la polygamie et par l’écart d’âge élevé. La pratique de la polygamie varie fortement entre les régions; elle concerne en moyenne 41 % des femmes enquêtées au Sahel, 33 % dans le golfe de Guinée, et 20 % dans les autres régions. Cependant les différentiels régionaux des écarts d’âge observés sur l’ensemble des unions ne peuvent être attribués à l’inégale représentation de cette pratique : on les retrouve à la fois au sein des sous-groupes monogamiques et polygamiques.

L’association relevée à l’échelle régionale se retrouve à l’échelle individuelle : dans tous les pays, les femmes mariées à un homme bien plus âgé sont moins investies dans les nouveaux comportements de reproduction. Pour l’ensemble des femmes des 18 pays, lorsque la différence d’âge entre conjoints est faible, la probabilité d’avoir déjà pratiqué une méthode moderne de contraception est 2,4 fois supérieure à celle des conjoints dont la différence d’âge est élevée et environ d’un tiers supérieure à celle des conjoints dont la différence d’âge est modérée. L’effet de la différence d’âge est à la fois fort et très significatif (inférieur au seuil de 0,01 %). Il s’observe dans tous les pays de l’étude mais de manière plus ou moins marquée. Ainsi, la pratique de la contraception moderne entre groupes extrêmes (écarts d’âge faibles et écarts de 15 ans et plus) se situe dans un rapport de 1,1 à 1,4 dans 11 pays, de 1,5 à 1,8 dans 5 pays et dépasse 2,5 dans 2 pays (annexe III, figure 4). La pratique contraceptive des couples à écart d’âge intermédiaire (5 à 14 ans) est généralement plus proche de celle des couples à faible écart d’âge que de celle des couples à écart d’âge important. Il ne se dégage pas de schéma régional associé aux différentiels de pratique contraceptive entre catégories d’écarts d’âge.

Tableau 2
Résultats des régressions logistiques sur la pratique d’une méthode moderne de contraception dans 18 pays d’Afrique sub-saharienne. Rapport des chances (Odds ratio)

La catégorie de référence des modèles de l’analyse multivariée est celle des femmes appartenant à un couple « modérément inégalitaire » (groupe majoritaire réunissant 53 % des femmes), âgées de 25 à 29 ans, ayant moins de 4 enfants survivants, sans instruction, résidant en zone rurale, sans religion ou de religion animiste, vivant en union polygame et n’ayant pas connu de rupture d’union.

Le tableau 2 fournit les rapports de chances plutôt que les coefficients afin de favoriser la lecture immédiate des résultats. Un rapport significativement supérieur à 1 atteste d’une relation positive entre la variable indépendante et l’indicateur testé, un rapport significativement inférieur à 1 atteste d’une relation négative entre les deux variables.

Les résultats confirment l’effet de l’écart d’âge entre les conjoints sur la pratique contraceptive des femmes. Comme on s’y attendait, les caractéristiques socio-économiques des femmes jouent un rôle important dans la relation, mais l’effet de l’écart d’âge reste très significatif et conforme au schéma attendu même après contrôle des variables de confusion : la probabilité d’avoir déjà pratiqué la contraception moderne est d’autant plus importante que l’écart d’âge entre conjoints est faible (abstraction faite du groupe atypique des femmes plus âgées que leur conjoint d’au moins 5 ans). Les femmes appartenant à un couple égalitaire en âge ont une probabilité de pratiquer la contraception supérieure à celle des femmes du groupe fortement inégalitaire (OR = 1,095 contre 0,794) et supérieure dans une moindre mesure à celle des femmes du groupe intermédiaire (de référence).

À l’exception du rang de mariage de la femme, toutes les autres variables introduites dans l’analyse ont un effet significatif sur la probabilité de pratiquer la contraception. Conformément aux résultats convergents des études sur les comportements de reproduction dans les pays en développement, le niveau d’instruction de la femme exerce, de loin, l’effet le plus important : la probabilité d’avoir déjà pratiqué la contraception moderne augmente régulièrement et fortement avec le niveau d’instruction, avec un rapport de 1 à près de 12 entre les femmes sans instruction et celles qui ont atteint le secondaire. La scolarisation est un indicateur à la fois du milieu social et du statut de la femme. Elle favorise l’adoption de nouveaux idéaux de fécondité par l’accès à des sources d’informations plus diversifiées, à des opportunités de réalisation personnelle en dehors des fonctions de mère et d’épouse. Au sein du couple et de la famille élargie, elle offre les moyens d’une grande marge de négociation pour adopter, voir imposer, des comportements novateurs. Autre indicateur du milieu social, le lieu de résidence exerce, après le niveau d’instruction, l’effet le plus élevé sur la pratique contraceptive : les citadines ont une probabilité nettement plus élevée d’utiliser la contraception moderne que les femmes vivant en milieu rural (OR = 1,119 contre 1), ce que l’on peut attribuer là aussi à des différentiels en terme de circulation des informations, de contrôle social et aussi d’accessibilité et de fréquentation des services de santé et de planification familiale. La variable « religion » distingue principalement les femmes chrétiennes, avec une probabilité de pratiquer la contraception supérieure à celle des femmes de religion traditionnelle ou se déclarant sans religion. Les femmes musulmanes ne se distinguent pas significativement de ces dernières.

Le type polygamique ou monogamique de l’union, que l’on peut considérer comme un autre indicateur de la nature des relations conjugales, exerce un effet d’importance proche (légèrement inférieur) à l’écart d’âge entre conjoints : l’appartenance à un couple monogamique augmente significativement la probabilité de pratiquer la contraception.

Enfin, les variables démographiques qui renseignent sur la position de la femme dans le cycle de vie exercent un effet significatif. La probabilité de recourir à la contraception augmente logiquement avec le nombre d’enfants survivants : celle des femmes ayant 5 enfants survivants au moins dépasse de deux tiers celle des femmes à la descendance plus faible. L’âge exerce un effet complexe car il rend compte à la fois des effets de calendrier et des effets de génération. L’effet de calendrier joue dans le sens d’une augmentation de la pratique contraceptive avec l’âge : la durée d’exposition au risque de pratiquer la contraception et la probabilité d’avoir constitué la descendance souhaitée augmentent avec l’âge. Au contraire, l’effet de génération va dans le sens d’un recours plus faible à la contraception quand l’âge augmente : les jeunes générations ont été confrontées à un environnement plus ouvert à l’innovation et ont été touchées plus que leurs aînées par les campagnes sur la contraception. Le télescopage de ces deux effets, de calendrier et de génération, explique que les rapports de cotes soient inférieurs à l’unité pour tous les groupes d’âges comparés à la catégorie de référence des 25-29 ans. La probabilité de pratiquer la contraception est significativement inférieure à la catégorie de référence en raison de l’effet de calendrier pour les femmes de moins de 25 ans, et en raison de l’effet de génération pour les femmes de 35 ans et plus.

L’appariement conjugal, tel qu’il est mesuré par l’écart d’âge, apparaît comme un facteur associé à l’adoption de nouveaux comportements de reproduction. À caractéristiques socio-économiques et culturelles égales, les femmes ont une probabilité d’autant plus importante de pratiquer la contraception moderne qu’elles sont proches en âge de leur conjoint. Cet effet n’est que partiellement absorbé par les indicateurs approchant ces facteurs, à savoir le niveau d’instruction de la femme et la nature, monogamique ou polygamique de l’union : l’écart d’âge exerce un effet net, indépendant sur la pratique contraceptive.

L’analyse de la pratique contraceptive à partir de variables explicatives individuelles trouve cependant ses limites dans le fait qu’elle néglige le contexte dans lequel s’inscrit la démarche individuelle. En d’autres termes, les femmes sont supposées agir dans un espace neutre, sous le seul effet de leurs attributs socio-économiques. Or les coûts psychologiques et sociaux du recours à la contraception moderne ne sont probablement pas les mêmes dans un milieu où la pratique est devenue fréquente et bénéficie ainsi d’une certaine légitimité sociale et dans un milieu où elle est exceptionnelle et passe par une transgression des règles morales et sociales. De même être l’épouse d’un homme d’âge proche du sien n’a probablement pas la même signification ni ne revêt les mêmes enjeux dans une société où les écarts d’âge élevés sont de règle et où ce type d’appariement conjugal est en lui-même un comportement novateur que dans une population où ils sont largement répandus.

La variable décrivant le type d’appariement conjugal dominant dans la région a été définie à partir de la proportion de femmes mariées à un homme plus âgé qu’elles d’au moins 15 ans parmi l’ensemble des femmes de la région interrogées dans l’enquête individuelle. Trois groupes de régions ont été définies : celles où moins de 10 % des femmes ont une différence d’âge de 15 ans ou plus avec leur conjoint, celles où cette proportion est de 10 à 25 %, et celles où elle est de plus de 25 %. La variable décrivant la diffusion de la contraception dans la région a été définie à partir de la proportion de femmes enquêtées y ayant déjà pratiqué une méthode de contraception moderne. Trois modalités ont également été définies pour cette variable : moins de 15 %, 15 à 35 % et 35 % ou plus de femmes ayant déjà pratiqué une méthode moderne de contraception.

Ces variables contextuelles ont été calculées à l’échelle des régions définies par les enquêtes démographiques et de santé, soit 4 à 12 sub-divisions selon les pays. Leur large taille ne permet pas de garantir l’homogénéité culturelle des régions, ce qui aurait été l’idéal pour notre propos. En l’absence d’informations plus précises sur la localisation géographique des femmes, il ne nous a toutefois pas été possible de procéder à un découpage plus fin.

La catégorie de référence pour le modèle 2 est définie par les mêmes modalités que celles du modèle 1, auxquelles s’ajoutent la résidence dans une région où la contraception moderne est peu diffusée (moins de 15 % de pratique actuelle ou passée) et où les couples aux écarts d’âge élevés sont minoritaires (moins de 10 % des couples).

Dans ce modèle, la lecture de l’effet de l’écart d’âge sur la pratique contraceptive est plus complexe que dans le modèle 1 dans la mesure où il est nécessaire de prendre en compte à la fois le coefficient attaché à l’écart d’âge et celui mesurant l’interaction entre l’écart d’âge et les variables contextuelles. L’effet de l’écart d’âge sur la probabilité d’utiliser la contraception moderne est estimé en multipliant ces deux coefficients. Comparons par exemple deux femmes ayant des caractéristiques individuelles identiques, mais se différenciant par l’écart d’âge avec leur conjoint (entre 5 et 14 ans pour l’une, supérieur à 15 ans pour l’autre) et le modèle conjugal régional (moins de 10 % de couples très inégalitaires en âge dans la région où vit la première, plus de 25 % pour l’autre). La première de ces femmes appartient à la catégorie de référence, avec un rapport de chances égal à l’unité. Pour la seconde, ce rapport est de 0,87 (0,731 multiplié par 1,19), soit inférieur à celle de l’autre femme.

L’ajout des variables contextuelles augmente de manière significative la part de la variance expliquée, comme en atteste le rapport de vraisemblance, déjà très significatif dans le modèle précédent. Les résultats du deuxième modèle sont cohérents avec ceux du premier (tableau 2) dans la mesure où les variables relatives aux caractéristiques socio-économiques individuelles opèrent globalement dans le même sens pour les deux régressions, mais leur effet est, selon le cas, nuancé (niveau d’instruction, lieu de résidence, type d’union) ou renforcé (âge de la femme, nombre d’enfants survivants) par la prise en compte des indicateurs régionaux. L’effet de la religion n’est plus significatif après contrôle des variables contextuelles.

Parmi les variables contextuelles, le degré de diffusion de la contraception moderne dans la région exerce, comme on pouvait s’y attendre, un effet déterminant sur la pratique contraceptive individuelle : à caractéristiques individuelles égales, la probabilité d’avoir utilisé une méthode moderne varie dans un rapport de 1 à 5 selon que l’on réside dans une région où celle-ci est rare (moins de 15 %) ou dans une région où elle est développée (35 % au moins de femmes utilisatrices actuelles ou passées). En revanche la catégorie d’écart d’âge dominant n’exerce pas d’effet propre sur la probabilité de pratiquer la contraception des femmes, après contrôle de leurs caractéristiques individuelles et de la diffusion de la contraception dans la région.

Le modèle d’appariement conjugal prévalant dans la région influence en revanche de manière significative la relation entre écart d’âge et pratique contraceptive : quand les femmes résident dans un milieu où le modèle inégalitaire est fréquent (au moins un quart des couples), elles ont une probabilité de pratiquer la contraception moins éloignée de celle des autres couples (OR = 0,830 au lieu de 0,731), probablement parce que la catégorie des « couples inégalitaires en âge » correspond alors à un groupe plus hétérogène.

L’avantage comparatif des femmes ayant moins de 5 ans de différence d’âge avec leur conjoint sur celles ayant 5 à 15 ans d’écart n’est ainsi significatif que dans les régions où la diffusion de la pratique contraceptive est bien engagée (15 % de femmes au moins l’ayant déjà utilisée) Dans ce contexte, et dans ce contexte seulement, les femmes appartenant à des couples égalitaires en âge ont une probabilité de pratiquer la contraception supérieure à celles ayant 5 à 15 ans d’écart avec leur conjoint. Contrairement à l’hypothèse que nous avions envisagée au départ, les couples de faible écart d’âge n’occupent donc pas une position de pionniers dans le démarrage de la transition de la fécondité. En effet quand la pratique contraceptive en est à ses débuts, les couples les plus égalitaires en âge n’ont pas une probabilité significativement plus forte de l’adopter que les couples modérément inégalitaires en âge (5 à 15 ans d’écart). Toutefois, dès lors que celle-ci se développe, ils s’y engagent plus significativement et d’autant plus fortement que la pratique s’intensifie dans leur zone de résidence. Ainsi, lorsque la pratique contraceptive dans la région concerne entre 15 et 35 pour cent des femmes, les couples ayant une faible différence d’âge ont une probabilité de pratiquer la contraception supérieure à celle des autres couples et cette probabilité s’accroît dans les régions où la contraception est très répandue (pratiquée par au moins 35 % des femmes).

En revanche, l’autre variable contextuelle introduite dans notre analyse, à savoir le modèle dominant d’appariement des couples sur l’âge dans la région, n’a aucune influence sur la probabilité des couples égalitaires en âge d’utiliser une méthode contraceptive par rapport aux couples modérément inégalitaires (5-15 ans d’écart avec le conjoint) : les coefficients mesurant l’interaction entre écarts d’âge et proportion de couples très inégalitaires n’ont pas d’effet significatif sur la relation entre les deux variables d’intérêt dans la comparaison entre ces deux types de couples.

Les résultats confirment largement cette hypothèse : la probabilité de recourir à la contraception moderne est d’autant plus élevée que la différence d’âge entre conjoints est faible. La relation passe en partie par les caractéristiques socio-économiques individuelles, mais elle reste significative après contrôle de ces dernières, y compris le niveau d’instruction, un indicateur majeur du statut de la femme, et le type monogamique ou polygamique de l’union, un autre indicateur de conjugalité.

L’existence d’une forte inégalité d’âge entre les conjoints apparaît comme un frein à la pratique contraceptive, probablement parce qu’elle crée des conditions défavorables à la fois à une prise de décision individuelle de la part des femmes, en position de cadettes, et à l’élaboration de projets conjugaux entre des personnes qui se situent à des étapes différentes de leur cycle de vie et n’ont pas partagé une même culture générationnelle. L’écart entre la pratique contraceptive des couples inégalitaires par rapport aux autres ne diminue pas avec la diffusion de la contraception, et le différentiel s’accroît quand cette catégorie de couples est faiblement représentée dans la région, regroupant sans doute les couples les plus attachés aux valeurs traditionnelles, en matière à la fois reproductive et conjugale.

Cet effet de sélection aurait pu se manifester pour les couples de faible différence d’âge par une pratique contraceptive plus élevée quand ils représentent une catégorie minoritaire de la population et dans un contexte de faible diffusion de la contraception, le pôle conjugal servant alors de levier pour assumer les coûts psychologiques et sociaux d’une pratique qui n’a pas encore acquis de légitimité sociale. Les analyses montrent qu’ils n’en est rien. D’une part la probabilité de recourir à la contraception des couples égalitaires est indépendante de leur poids dans la population générale. D’autre part, ils se distinguent d’autant plus fortement des autres catégories de couples que la contraception se développe dans la région : ils ne sont pas pionniers mais adhèrent plus vite à la contraception quand celle-ci commence à se diffuser de manière significative. L’appartenance à un couple égalitaire en âge n’est donc pas un élément moteur mais un facteur accélérateur des nouveaux comportements reproductifs.

Nos données ne permettent pas de discuter des mécanismes associés à l’investissement plus important dans la pratique contraceptive des femmes dont le conjoint est d’un âge proche : est-il lié à la plus grande marge d’autonomie des femmes pour agir sur leur fécondité, ou prend-il appui sur un projet conjugal concerté? Plutôt que d’opposer les deux processus, sans doute peut-on envisager qu’ils définissent des cheminements possibles dans l’accès à la contraception pour les femmes appartenant à des couples égalitaires en âge, alors qu’ils ne le sont pas, ou difficilement, pour les femmes mariées à des hommes beaucoup plus âgés qu’elles.

Répartition (%) des écarts d’âge entre conjoints

Répartition (%) des écarts d’âge entre conjoints selon la situation monogamique ou polygamique de l’union et le rang de mariage de la femme (premier mariage ou remariage)

Proportion (%) de femmes ayant déjà pratiqué la contraception moderne selon l’écart d’âge au sein du couple

Régressions logistiques multivariées de la différence d’â