# Niveaux et tendances des besoins non satisfaits de planification familiale au Bénin : Facteurs explicatifs et changements dans le temps

Mouftaou Amadou Sanni

Université d'Abomey-Calavi (UAC), Cotonou/Bénin

Centre de Formation et de Recherche en matière de Population (CEFORP)

03 BP 1079, Cotonou- Bénin

Tél (+229) 21 30 07 70 / 95 45 87 82

Fax (+229) 21 30 37 70

mouftaouamadousanni@yayoo.fr

## Résumé

Généralement lorsqu'on analyse les besoins non satisfaits en matière de planification familiale, les femmes mariées ou les adolescents/jeunes ont été le plus souvent ciblés dans les travaux empiriques. Dans la mesure où l'institution du mariage s'érode en Afrique subsaharienne et qu'il se développe un contexte de femmes mère-enfant plutôt celui mère-épouse, cet article propose d'examiner plutôt ce problème chez les femmes en âge de procréer du Bénin. Les femmes en âge de procréer sexuellement actives qui ne désirent pas concevoir une grossesse au moment des EDS ont un besoin de planification familiale; elles constituent la population étudiée à chacune des trois EDS du pays. Celles d'entre elles qui n'utilisent pas de contraception moderne au moment des enquêtes ont un « besoin non satisfait » en matière de planification familiale efficace. C'est la variable expliquée dans l'étude. La régression logistique simple a permis d'identifier les facteurs individuels qui influencent les besoins non satisfaits en PF par les femmes.

Le niveau de scolarisation atteint et le statut matrimonial sont deux facteurs influençant au cours des trois périodes d'étude les besoins non satisfaits en matière de PF. Le niveau secondaire ou plus s'est particulièrement illustré comme requis pour des changements en faveur d'une satisfaction des besoins potentiels de planification des naissances Dans cette optique, l'éducation a été suggérée comme secteur clé à promouvoir pour l'amorce d'un développement favorable à l'atteinte des programmes de développement, en particulier, ceux de planification familiale efficace.

## Introduction

Les décennies récentes au Bénin se caractérisent par des taux de croissance démographique excessifs, résultant d'une réduction progressive des décès et d'une augmentation des taux de natalité. Les conséquences se tradu-

isent par la santé précaire des femmes et des enfants, la lenteur de la croissance économique, la pauvreté, le surpeuplement des écoles et des structures sanitaires, la surcharge des infrastructures et l'épuisement des ressources naturelles (Amadou Sanni et al., 2011). Les taux de chômage et
d'inégalités sociales sont en hausse con-
tinuelle et rapide, contribuant aux con-
flits sociaux (Amadou Sanni,
Michozounou et Flénon, 2011). Pour-
tant, nombreuses parmi les femmes
interrogées lors des Enquêtes Démo-
graphiques et de Santé (EDS) du pays
déclarent avoir eu des grossesses sans
les avoir souhaité au moment venu.
Malheureusement, le recours à la con-
traception efficace, c'est-à-dire mod-
erne, demeure faible selon les mêmes
enquêtes EDS.

Il existe donc, dans le pays, d'importants besoins non satisfaits en matière de planification familiale efficace. Ces besoins non satisfaits contribuent directement, non seulement aux taux de croissance démographique élevés du pays, mais surtout, aux forts taux de mortalité maternelle et infantile, compromettant la santé reproducutive. Répondre à ces besoins non satisfaits devient ainsi impératif pour empêcher les milliers de décès maternels ou infanto-juvéniles. La planification familiale efficace permet d'éviter les grossesses rapprochées ou non désirées et de réduire notablement le nombre de décès maternels. Elle est une stratégie fondamentale pour la réduction de la pauvreté et l'atteinte des OMD. Elle est légitime pour des motivations économiques ou de droits humains tout à fait valables.

Toutefois, la satisfaction de cette
légitimité nécessite des actions ciblées
et intégrées, en particulier, la parfaite
connaissance des niveaux de besoins
insatisfaits, des facteurs explicatifs et de
leur évolution au fil du temps pour de
nouvelles orientations stratégiques des
programmes mis en œuvre. Quels sont
les niveaux et les tendances des besoins

non satisfaits en matière de planification
familiale efficace dans le pays? Quels
sont leurs déterminants ? Ont-ils
changé au fil temps? Telles sont les
questions centrales de cette étude dont
les objectifs sont de décrire les
fréquences de besoins non satisfaits
ainsi que leur tendance, puis, d'identi-
fier leurs déterminants. Les travaux
empiriques sur ces mêmes questions en
Afrique subsahariennes ont générale-
ment porté sur les femmes mariées
(Bongaarts et Sinding, 2010 ; Westoff et
Akinrinola, 2000) ou les adolescents
jeunes (Biddlecom, Awusabo-Asare et
Akinrinola, 2010 ; Gueye, Castle et
Konaté, 2001). La présente étude cible
plutôt les femmes en âge de procréer,
mariées ou non, ayant des besoins de
planification familiale non satisfaits.

1 Données et méthodes

Cette étude se concentre sur les
besoins potentiels de planification famil-
iale. Il s'agit du désir d'une femme, sex-
uellement active et fertile, de ne pas
avoir d'enfant à un moment donné. Ces
besoins sont de deux type : soit que la
femme ne veut plus avoir d'enfant pour
le reste de sa vie génésique, ou plutôt,
qu'elle souhaiterait avoir d'enfant, mais
à un moment futur. Dans le premier
cas, il s'agit du groupe de femmes qui
ont un besoin potentiel de limitation
des naissances ; tandis que dans le sec-
ond cas, les femmes expriment poten-
tiellement un besoin d'espacement ou
d'ajournement des naissances. Les
femmes non-fertiles ou sous-fertiles
et les femmes enceintes ou en amén-
orrhée post-partum n'ont pas de
besoin en matière de planification
familiale, car, même actives sexuelle-
ment, elles ne sont pas exposées au ris-
que de concevoir une grossesse et donc
ne peuvent donner naissance à un
enfant à cet état. Celles parmi les
femmes ayant un besoin de planification
des naissances qui n'utilisent, cependant
aucune méthode moderne de contra-
ception, ont un besoin non satisfait en
matière de planification familiale effi-
cace.

1 Sources de données et Portée
de l'étude

Tel que défini ci-dessus, les données dis-
ponibles et adaptées pour l'analyse des
tendances des besoins de planification
de familiale et de leur satisfaction sont
celles des Enquêtes Démographiques et
de Santé (EDS). Elles sont mobilisées
dans cet article. Les principaux critères
de recours à ces sources de données
sont relatives à la possibilité : de
mesures pertinentes de la demande et
de la pratique contraceptive moderne,
d'une part, puis, d'autre part, d'analyse
comparative ou de tendances à l'aide
des trois opérations réalisées dans le
pays respectivement en 1996, 2001 et
2006. L'étude cible l'ensemble des
femmes en âge de procréer ayant un
besoin potentiel de planification des
naissances. On distingue parmi ces
femmes, celles qui utilisent une méth-
ode moderne de contraception, leur
besoin est satisfait ; puis, celles qui n'uti-
lisent aucune méthode moderne de
contraception ; alors, elles ont un
besoin non satisfait. Mais, pourquoi
cible-t-on ici les femmes en âge de pro-
créer alors que les travaux antérieurs se
concentrent, plus souvent, sur les
femmes mariées ou les adolescentes/
jeunes?

La raison est simple; elle découle de
ce que d'importants changements
s'opèrent aujourd'hui dans l'environne-

ment socioéconomique des populations
béninoises. L'urbanisation et la scolari-
sation croissantes, ainsi que l'exposition
aux médias favorisent le déclin progres-
sif des normes traditionnelles de sexual-
ité, de nuptialité et de fécondité. Les
pratiques sexuelles et matrimoniales se
diversifient ; et, l'obligation ou l'impor-
tance de la virginité au moment
d'entrée en vie féconde (i.e. au premier
mariage) a disparu (Amadou Sanni,
2001). Les fréquences de femmes
épouses-mères reculent au profit d'une
émergence des femmes mères-enfant.
Ces dernières ont généralement plus
tendance à reporter leurs naissances ou
à les limiter à cause de l'incertitude de
leurs relations amoureuses (Oppenhe-
imer, 1994 et 1988; Grossbard-Schech-
tman, 1993). Pourtant, elles sont moins
nombreuses à pratiquer la contracep-
tion moderne ; elles ont plus souvent
recours à l'avortement pour éviter des
grossesses spontanées (Guillaume et
Desgrées du Loù, 2002). Ces avorte-
ments, généralement clandestins, sont
associés au problème de santé publique
grandissant et représentent une cause
majeure de mortalité et de morbidité
maternelles au Bénin (Amadou Sanni,
2009). La planification familiale efficace,
comme mode de satisfaction d'une
demande de contraception, ne con-
cerne donc pas seulement les femmes
mariées ou les adolescentes/jeunes,
mais aussi, et tout autant, les autres
femmes en âge de procréer ayant un
besoin potentiel, d'où leur sélection
pour cette étude.

1 2 Fondements théoriques de
l'étude : Hypothèses et variables

Au Bénin, les raisons de non satisfaction
des besoins en matière de planification
familiale efficace sont multiples. Essen-
tiellement, on peut retenir, d'une part, les niveaux élevés de mortalité infantile, puis, d'autre part, les préjugés ou méfiances quant aux effets indésirables des contraceptifs modernes, leur désapprobation sociale ou communautaire et la résistance du conjoint (Amadou Sanni, 1995 et 2009). Par ailleurs, le nombre d'enfants désirés par les femmes demeure élevé ; il est de 5,2 lors de la dernière EDS du pays en 2006. L'enfant tient donc encore une place très importante dans les organisations sociales du pays, quel que soit le milieu, en jouant une fonction d'assurance indispensable à la survie des familles (Amadou Sanni, Flénon, Gastineau, Gibigaye et Michozounou, 2011).

Le recours contraceptif est forte-
ment corrélé au niveau contextuel du
développement humain; en particulier,
le niveau de scolarisation de la popula-
tion, notamment celui des femmes, qui
demeure faible globalement et la mor-
talité des enfants encore élevée par
rapport à la moyenne en Afrique. Dans
de tels contextes de pauvreté où de
nombreuses femmes idéalisent encore
une famille nombreuse (Amadou Sanni,
1997), les programmes de planification
familiale actuellement mis en œuvre,
qui visent à réduire le nombre de
grossesses non planifiées, et, implicite-
ment légitiment et diffusent ainsi l'idée
de familles moins nombreuses, ne peu-
vent pas être populaires.

C'est pourquoi, dans cette étude,
l'accent est mis sur le statut socioé-
conomique de la femme comme fac-
teur de changement social le plus
susceptible d'expliquer les différences
de satisfaction des besoins de planifica-
tion familiale efficace. Le comporte-
ment reproducteur doit être compris

en terme de position sociale de la
femme, mais pas seulement en termes
d'impact général des changements
économique et socioculturel de l'envi-
ronnement, exclusivement privilégiés
dans diverses théories et travaux
empiriques à cet effet (Grossbard-
Schechtman et Granger, 1998 ; Akinri-
nola, 1995). Certes, les changements
de contextes socioculturels et
économiques des populations partici-
pent à l'évolution des comportements
sociodémographiques ; mais, ces fac-
teurs ne pourront véritablement con-
duire au changement des
comportements reproducteurs que s'ils
conduisent au changement du statut
socioéconomique traditionnel des
femmes.

Nous espérons ainsi que plus le statut socioéconomique d'une femme est basse, plus élevée est sa propension à ne pas satisfaire son besoin de planification familiale. Le statut socioéconomique est un concept multidimensionnel, prenant en compte les caractéristiques socioéconomiques, démographiques et culturelles de la femme ainsi que celles de son ménage et de son environnement communautaire. Mais, les caractéristiques individuelles sont plus importantes; car, ce sont elles qui déterminent en dernier ressort le comportement individuel. Les plus forte-ment déterminantes sont le niveau de scolarisation de la femme, son statut d'occupation économique et le milieu de résidence actuelle. Elles sont cor-rélées avec la génération (âge) et affect-ent le statut matrimonial et la parité atteinte (Amadou Sanni, 2001).

On estime ainsi que : Moins les
niveaux de scolarisation sont élevés, plus
les femmes sont susceptibles d'avoir un
besoin non satisfait en matière de planification familiale efficace. Il en est de même de leur statut dans l'activité ; les ménagères ou dans l'auto-emploi doivent être plus enclines à des besoins non satisfaits que les autres. On s'attend, par ailleurs, que les femmes rurales, mariées légalement ou ayant une parité relative faible soient plus amenées à ne pas satisfaire leur besoin de planification familiale comparativement aux autres, respectivement. Seules ces variables sont modélisées dans cette étude ; elles sont décrites dans le tableau A1 en annexe. Ce tableau donne, par ailleurs, la taille et la structure des échantillons étudiés aux différentes enquêtes.

Il y a incontestablement, divers autres facteurs relevant tant du niveau individuel que familial ou ménage et même contextuel. Les données utilisées ainsi que la méthode statistique retenue ici ne permettent malheureusement pas la mise en évidence convenable des effets de ces variables ménage et contextuelles. Même en termes de caractéristiques individuelles, la religion et le milieu de socialisation sont aussi pertinentes dans l'explication du comportement contraceptif des individus. En effet, l'encadrement en termes de répertoires socioculturels des hypothèses ci-dessus formulées est nécessaire pour mesurer la pleine portée des variables socio-économiques et démographiques retenues. Les données utilisées ne permettent pas d'opérationnaliser convenablement ces facteurs. La mobilité des enfants ainsi que la multiplicité récente des églises et des doctrines religieuses qui caractérisent les sociétés béninoises ne sont pas intégrées dans les questionnaires standardisés des EDS.

## 13 Méthodes d'analyse

Nous procédons en une analyse à deux niveaux. Dans un premier temps, nous décrivons la structure des besoins non satisfaits en matière de planification familiale selon les différentes valeurs ou modalités des variables explicatives ci-dessus retenues. Dans un second temps, nous examinons à l'aide d'une analyse multivariée classique les déterminants du besoin non satisfait en matière de planification familiale.

### L'analyse descriptive

Elle repose sur les **mesures relatives**. Celles-ci consistent à déterminer les risques relatifs d'un besoin non satisfait en matière de planification familiale. C'est une méthode descriptive qui permet une comparaison dans le temps et dans l'espace. On calcule premièrement les taux dans chacun des groupes (ou populations) ciblés, puis, ensuite, le ratio des taux calculés. Ce ratio des taux permet de comparer différentes populations entre elles ou la même population sur plusieurs périodes différentes, comme c'est le cas dans cette étude. Le ratio des taux donne la probabilité relative (risque relatif/comparatif) ou la différence dans les fréquences des besoins non satisfaits dans une sous-population comparée à une autre sous-population, ou entre deux périodes pour la même population.

Par exemple ; supposons que nous comparons les besoins non satisfaits des femmes qui veulent limiter les naissances à celles qui veulent plutôt les ajourner. Si les taux de besoin non satisfait sont de 40,98% et 73,44% respectivement chez celles qui limitent et celles qui espacent leurs naissances, en prenant les femmes qui limitent comme référence, le ratio des taux est le rap-
port : (0,7344/0,4098 = 1,79). On dira que la probabilité d'un besoin non satisfait en matière de planification familiale est 1,79 fois plus élevée pour l'espace-ment des naissances que pour sa limita-tion. Nous y reviendrons plus concrètement lors de la présentation des résultats d'analyse.

L'analyse explicative multivariée

La variable expliquée est la non satisfac-
tion de besoin de PF ; elle est dichot-
omique, prenant la valeur 1 lorsque la
femme n'utilise aucune méthode mod-
erne de contraception (besoin non sat-
isfait en PF) et la valeur 0 si elle utilise
actuellement une méthode moderne de
contraception. La régression logistique
est utilisée à cet effet. Dans cette ana-
lyse, si est la probabilité de n'utiliser
aucune des méthodes modernes de
contraception, la variable dépendante
de l'étude est Log (Π/1-Π) et le modèle
d'analyse s'écrit :

$$
\text{Log} (\Pi/1-\Pi) = \beta_0 + \sum \beta_k X_k
$$

• (Π/1- Π) : est l'odds ou la propen-
sion à ne pas utiliser la contracep-
tion moderne.

* Log ( Π/1- Π) est le logarithme de l'odds de ne pas utiliser la contraction moderne.

* Les $\beta_k$ sont les coefficients de régression. Ils mesurent l'effet de chaque variable explicative sur le logarithme de l'odds (ou la propension) à ne pas utiliser la contracep-tion moderne.

Ainsi, plutôt que la variable dépendante
elle-même comme c'est le cas dans la
régression linéaire, c'est la transformée
logarithmique de la côte (ou propen-
sion) de celle-ci qui est linéaire. Nous
abordons la procédure d'interprétation

de ces coefficients au moment de
présenter les résultats d'analyse pro-
prement dite.

## 2 Structure et tendances des besoins non satisfaits en matière de planification familiale

L'analyse descriptive effectuée dans cette partie de l'étude est une étape vers la compréhension des effets respectifs de chacune des facteurs explicatifs retenus sur la non satisfaction des besoins en matière de planification familiale. Nous décrivons ci-après les tendances des niveaux non satisfaits selon le type de besoin ; puis, nous abordons ensuite les risques comparatifs de non satisfaction de la PF selon les catégories des variables retenues et décrites au tableau A1 en annexe.

2 | Structure et évolution récente des besoins en matière de planification familiale

Parmi les 1949 femmes ayant un besoin potentiel de planification familiale en 1996, 75% souhaitaient ajourner les naissances ; ce pourcentage a évolué légèrement et continuellement à la baisse au cours des enquêtes suivantes, atteignant respectivement 73% en 2001 et 68% en 2006 (tableau 1). Il émerge ainsi une tendance progressive à l'idée d'une limitation des naissances. Mais les taux de non satisfaction de ces besoins potentiels restent très élevées, tant au sein de celles qui souhaitent retarder leurs naissances que parmi celles qui désirent ne plus avoir d'enfant avec un écart important d'environ 8% en 1996, l'espacement des naissances étant associés, contrairement à notre attente, à une fréquence de besoin non
satisfait (62%) nettement plus faible (70%).
que celle du souhait d'une limitation

<table><caption>**Tableau I** Structure des besoins en PF et taux de non satisfaction selon le type de besoin</caption><thead><tr><th rowspan="2">Type de besoin en PF</th><th colspan="3">Besoins de PF (%)</th><th colspan="3">Besoins non satisfaits (%)</th></tr><tr><th>1996</th><th>2001</th><th>2006</th><th>1996</th><th>2001</th><th>2006</th></tr></thead><tbody><tr><td>Espacement Naissances</td><td>75</td><td>73</td><td>68</td><td>61,8<br>(1471)</td><td>61,3<br>(2016)</td><td>62,9<br>(5354)</td></tr><tr><td>Limitation Naissances</td><td>25</td><td>27</td><td>32</td><td>69,5<br>(478)</td><td>57,4<br>(730)</td><td>63,5<br>(2531)</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td>100</td><td>100</td><td>100</td><td>63,7<br>(1949)</td><td>60,3<br>(2746)</td><td>63,1<br>(7881)</td></tr></tbody></table>

NB : Les chiffres entre parenthèses sont les dénominateurs du calcul des taux de BNS. C'est les effectifs de besoin en PF selon le type de besoin

Toutefois, la tendance des taux de non satisfaction n'est pas homogène selon ces deux types de besoin de planification familiale. Alors qu'il s'observe une évolution monotone à la baisse des taux de non satisfaction chez les femmes qui souhaitent retarder une naissance, aucune tendance clairement cohérente ne se dessine dans le temps au sein de celles qui désirent limiter les naissances.

## 2 Risques comparatifs d'un besoin non satisfait en matière de planification familiale

Le tableau 2 ci-après décrit, par caractéristique individuelle retenue pour l'explication des besoins non satisfaits, les probabilités relatives, d'une catégorie de la variable par rapport celle retenue comme référence. La catégorie de référence est celle ayant la valeur 1 dans ce tableau 2. Comme cela a été présenté précédemment, les autres valeurs des autres catégories d'une var-

iable sont des ratios des taux ; c'est-à-dire, le rapport du taux de besoin non satisfait d'une catégorie (cf. Tableau A2) par celui de la catégorie de référence. Le ratio de taux compare la probabilité d'un besoin non satisfait d'une catégorie à celle de référence

Parmi les variables explicatives retenues dans cette étude, seules la cohorte de naissance (c'est-à-dire le groupe d'âge des femmes) et le type de besoin (espacement ou limitation) n'indiquent pas de différence importante en matière de recours contraceptif moderne et donc de satisfaction des besoins de planification familiale. Les autres variables présentent une baisse sensiblement significative mais peu importante. Considérant les facteurs sociodémographiques, outre la cohorte de naissance, le statut matrimonial et la parité ont été retenues.
<table><caption>**Tableau 2** Risques relatifs d'un besoin non satisfait selon les caractéristiques individuelles</caption><thead><tr><th></th><th>1996</th><th>2001</th><th>2006</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="4">Type de besoin</td></tr><tr><td>Espacement</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>Limitation</td><td>0,9</td><td>1,1</td><td>1,0</td></tr><tr><td colspan="4">Cohorte de naissance</td></tr><tr><td>24-34</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>15-24</td><td>1,0</td><td>1,1</td><td>1,0</td></tr><tr><td>35-49</td><td>1,1</td><td>1,0</td><td>1,2</td></tr><tr><td colspan="4">Etat Matrimonial</td></tr><tr><td>Mariage formel</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>Mariage non formel</td><td>1,1</td><td>0,8</td><td>1,1</td></tr><tr><td>Non mariée</td><td><u>1,3</u></td><td><u>1,4</u></td><td><u>1,4</u></td></tr><tr><td>Célibataire</td><td>1,0</td><td>1,1</td><td>0,9</td></tr><tr><td colspan="4">Parité Atteinte</td></tr><tr><td>3 - 4</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>0 - 2</td><td>1,09</td><td>1,10</td><td>0,94</td></tr><tr><td>6 et +</td><td><u>0,7</u></td><td><u>1,1</u></td><td><u>1,2</u></td></tr><tr><td colspan="4">Scolarisation</td></tr><tr><td>Non scolarisée</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>Primaire</td><td>0,9</td><td>1,0</td><td>0,8</td></tr><tr><td>Secondaire et plus</td><td><u>0,7</u></td><td><u>0,7</u></td><td><u>0,6</u></td></tr><tr><td colspan="4">Statut d'occupation</td></tr><tr><td>Salariée</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>Ne travaille pas</td><td><u>1,8</u></td><td><u>1,4</u></td><td><u>1,4</u></td></tr><tr><td>Auto emploi</td><td>1,7</td><td>1,4</td><td>1,6</td></tr><tr><td colspan="4">Milieu résidence</td></tr><tr><td>Rural</td><td>1</td><td>1</td><td>1</td></tr><tr><td>Urbain</td><td><u>1,0</u></td><td><u>1,0</u></td><td><u>0,8</u></td></tr></tbody></table>

Les résultats concernant le statut matrimonial indiquent que la différence la plus significativement importante s'observe chez les femmes non mariées qui ont une probabilité de ne pas satisfaire leur besoin en matière de planification familiale de 1,7 fois plus élevée que les mariées formelles, écart qui s'est réduit en 2001 et 2006 atteignant 1,4

aux deux périodes. Surprenant est le résultat relatif à la parité atteinte. En effet, alors qu'on espère que plus une femme a d'enfant, plus elle est susceptible de satisfaire efficacement son besoin de PF, une tendance contraire s'observe selon les enquêtes récentes; les femmes ayant 6 enfants ou plus en 2006 ont une probabilité de besoin non
satisfait de 1,2 fois plus élevée que celle des femmes ayant eu 3-4 enfants ; ces ratios ont progressivement augmenté depuis 2001, soit de 1,1 et 0,7 respectivement en 2001 et en 1996. C'est un résultat qui mérite d'être examiné sérieusement s'il se confirme à l'issue des analyses multivariées.

Trois facteurs déterminant le statut socioéconomique de la femme ont aussi été retenus : Le niveau de scolarisation, le statut d'occupation économique et le milieu de résidence. Une tendance monotone cohérente se dessine clairement dans le temps pour ces trois facteurs et conforte notre espérance. Les femmes scolarisées au niveau secondaire ou plus sont considérablement moins enclines à un besoin non satisfait que les autres ; leur probabilité est de 0,7 fois celle des femmes non scolarisées ; l'écart se creuse davantage, mais très légèrement au cours de la décennie de l'étude, atteignant 0,6 en 2006. Quant au statut d'occupation économique, les femmes non salariées, ont remarquablement et significativement une probabilité de 1,8 fois plus élevée que celle des femmes salariées ; mais cet écart se rétrécit avec un ratio qui chute à 1,4 tant en 2001 qu'en 2006. Enfin, la probabilité d'un besoin non satisfait selon le milieu de résidence, qui ne semble pas discriminante en en 1996 et en 2001, le devient plus récemment en 2006. La résidence en milieu urbain réduit la probabilité d'un besoin non satisfait qui devient 0,8 fois celle du milieu rural.

## 2.3 Tendance des risques comparatifs de satisfaction des besoins de planification familiale

Nous examinons ci-après, par catégorie de variable étudiée dans la section

précédente, l'évolution relative des probabilités d'un besoin non satisfait en matière de planification familiale. L'enquête de 1996 est considérée comme la référence et les ratios sont calculés pour les enquêtes de 2001 et 2006. Les résultats obtenus (cf. tableau 3) montrent qu'il est difficile de généraliser les tendances ; car, pour certaines catégories de femmes d'une variable, soit une baisse est observée entre 1996 et 2001, suivi d'une hausse entre 2001 et 2006 ; soit c'est une situation inverse. Une telle irrégularité, loin de fournir une conclusion, pourrait se justifier par la nature endogène des réponses aux questions sur le désir d'avoir un enfant, qui, toutefois, exprime une opinion variable selon le temps et les circonstances de l'enquête. Il en est de même de l'inconstance possible des données relatives à l'usage des méthodes contraceptives. Mais ce qui est intéressant, c'est que la direction des évolutions observées, bien que quasi-stagnante, est généralement à la baisse des propensions à un besoin non satisfait.

Les variables pour lesquelles des catégories dégagent des tendances clairement monotones sont, une fois encore, celles décrivant le statut socioéconomique de la femme. Ainsi, les femmes ayant un niveau scolaire secondaire ou plus, ou celles se déclarant sans emploi «Ne travaille pas », ou encore, celles résidant en milieu urbain, ont connu une probabilité très légèrement moins élevée en 2006 ; soit 0,9 fois celles de 1996. Encore surprenant est le résultat obtenu au niveau de la parité atteinte. Les femmes ayant déjà eu 3-4 enfants, d'une part, puis, celles ayant eu 6 enfants ou plus, d'autre part,
ont connu régulièrement et paradoxalement une augmentation de leur pro-

pension à un besoin non satisfait entre les différentes enquêtes.

<table><caption>**Tableau 3** Evolution des risques relatifs d'une période à une autre</caption><thead><tr><th>Variables</th><th>1996</th><th>2001</th><th>2006</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="4">Type de besoin</td></tr><tr><td>Espacement</td><td>1</td><td>1,0</td><td>1,0</td></tr><tr><td>Limitation</td><td>1</td><td>0,8</td><td>0,9</td></tr><tr><td colspan="4">Cohorte de naissance</td></tr><tr><td>15-24</td><td>1</td><td>1,0</td><td>1,0</td></tr><tr><td>24-34</td><td>1</td><td>0,9</td><td>1,0</td></tr><tr><td>35-49</td><td>1</td><td>0,9</td><td>1,0</td></tr><tr><td colspan="4">Etat Matrimonial</td></tr><tr><td>Célibataire</td><td>1</td><td>1,1</td><td>0,9</td></tr><tr><td>Mariage formel</td><td>1</td><td>0,9</td><td>1,0</td></tr><tr><td>Mariage non formel</td><td>1</td><td>0,7</td><td>1,0</td></tr><tr><td>Non mariée</td><td>1</td><td>1,0</td><td>1,1</td></tr><tr><td colspan="4">Parité Atteinte</td></tr><tr><td>0-2</td><td>1</td><td>1,5</td><td>1,4</td></tr><tr><td>3-4</td><td>1</td><td><u>1,5</u></td><td><u>1,7</u></td></tr><tr><td>6 et +</td><td>1</td><td><u>2,3</u></td><td><u>2,7</u></td></tr><tr><td colspan="4">Scolarisation</td></tr><tr><td>Non scolarisée</td><td>1</td><td>0,95</td><td>1,05</td></tr><tr><td>Primaire</td><td>1</td><td>1,04</td><td>0,99</td></tr><tr><td>Secondaire et plus</td><td>1</td><td><u>1,0</u></td><td><u>0,9</u></td></tr><tr><td colspan="4">Statut d'occupation</td></tr><tr><td>Ne travaille pas</td><td>1</td><td><u>1,0</u></td><td><u>0,9</u></td></tr><tr><td>Salariée</td><td>1,00</td><td>1,2</td><td>1,1</td></tr><tr><td>Auto emploi</td><td>1</td><td>0,9</td><td>1,0</td></tr><tr><td colspan="4">Milieu résidence</td></tr><tr><td>Urbain</td><td>1</td><td><u>1,0</u></td><td><u>0,9</u></td></tr><tr><td>Rural</td><td>1</td><td>0,9</td><td>1,1</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td>1</td><td>0,9</td><td>1,0</td></tr></tbody></table>

La surprise de ce résultat résulte notamment de ce que les données du tableau 1 indiquent une fréquence de plus en plus élevée des besoins potentiels de planification familiale pour la limitation des naissances. Toutefois, cette étape descriptive ne favorise

aucune déduction, n'intégrant pas les effets concurrents des autres facteurs. Il serait donc imprudent avec ces descriptions de conclure à une relation précise entre les caractéristiques examinées sans que des analyses plus approfondies soit faites, prenant simultanément en
compte les effets de toutes les dimensions explicatives avancées théoriquement ; cette analyse multivariée est abordée ci-après.

## 3 Dynamiques récentes des facteurs explicatifs des besoins non satisfaits

Nous nous penchons maintenant sur les déterminants des besoins non satisfaits et leurs tendances. La régression logistique classique est utilisée pour évaluer l'effet des variables indépendantes retenues sur la propension à un besoin non satisfait en matière de planification familiale aux trois périodes (1996, 2001 et 2006). Dans une régression logistique, contrairement à la régression linéaire, les coefficients de régression logistique ne sont pas interprétables. Ces coefficients indiquent l'effet du facteur concerné sur le logarithme de l'odds (ou la cote) d'avoir un besoin non satisfait. En conséquence, on interprète les valeurs des exponentiels des coefficients. Cette valeur de exp(b) est le Rapport de Cote lorsque b est le coefficient d'une modalité d'une variable explicative (catégorie d'intérêt) sur celle de la catégorie de référence de valeur 1 (i.e. exp (0) ). Ces rapports de cote à chaque période figurent au tableau 4.

Une interprétation aisée et pratique de exp(β) nécessite qu'on calcule la quantité

$100*[exp(β)-1]$; elle indique le pourcentage du changement de la cote de subir l'événement étudié (c'est-à-dire : avoir un besoin non satisfait) d'une femme appartenant à la catégorie d'intérêt par rapport à une femme de la catégorie de référence. Notre interprétation des résultats s'inscrit dans cette approche.

### 3.1 Type de besoin en planification familiale

Le type de besoin potentiel en matière de planification familiale est susceptible également d'affecter sa satisfaction. Très souvent on espère que les femmes qui désirent limiter leurs naissances soient plus enclines à l'usage de la contraception efficace que celles qui souhaitent ajourner des naissances. Les analyses descriptives précédentes n'établissent pas explicitement de différence à cet effet entre ces deux catégories de femmes. La comparaison de ces deux catégories de femmes n'indique pas d'écart important de risque relatif d'un besoin non satisfait de PF. Toutefois, alors que le risque d'un besoin non satisfait n'a pas changé d'une enquête à l'autre chez les femmes qui veulent espacer, une tendance timide à la baisse des ratios, par rapport à 1996, est observée en 2001 et 2006 chez les femmes qui veulent limiter les naissances.
<table><caption>**Tableau 4** Risques relatifs (expo (b)) d'un besoin non satisfait en matière de planification familiale par période d'enquête</caption><thead><tr><th>Variables explicatives</th><th>1996</th><th>2001</th><th>2006</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Milieu de résidence</strong></td><td>ns</td><td>ns</td><td>***</td></tr><tr><td>Urbain</td><td>0,870ns</td><td>0,926 ns</td><td>0,708***</td></tr><tr><td>Rural</td><td>Ref</td><td>Réf</td><td>Ref</td></tr><tr><td><strong>Cohorte de naissance</strong></td><td>*</td><td>ns</td><td>***</td></tr><tr><td>15-24 ans</td><td>1,280ns</td><td>1,452*</td><td>1,270***</td></tr><tr><td>25-34 ans</td><td>Réf</td><td>Réf</td><td>Ref</td></tr><tr><td>35-49 ans</td><td>0,801ns</td><td>1,315 ns</td><td>1,329***</td></tr><tr><td><strong>Statut d'occupation</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>ns</td></tr><tr><td>Ne travaille pas</td><td>2,936***</td><td>1,201*</td><td>1,070ns</td></tr><tr><td>Salariée</td><td>Réf</td><td>Réf</td><td>Ref</td></tr><tr><td>Auto emploi</td><td>2,989***</td><td>1,406*</td><td>1,065ns</td></tr><tr><td><strong>Scolarisation</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td>Non scolarisé</td><td>Réf</td><td>Réf</td><td>Ref</td></tr><tr><td>Primaire</td><td>1,105***</td><td>0,951***</td><td>0,872***</td></tr><tr><td>Secondaire et +</td><td>0,555***</td><td>0,734***</td><td>0,446***</td></tr><tr><td><strong>Etat matrimonial</strong></td><td>***</td><td>*</td><td>***</td></tr><tr><td>Célibataire</td><td>1,483**</td><td>1,301**</td><td>1,695***</td></tr><tr><td>Mariée formelle</td><td>Réf</td><td>Réf</td><td>Ref</td></tr><tr><td>Mariée non formelle</td><td>1,018ns</td><td>1,067 ns</td><td>1,052ns</td></tr><tr><td>Non mariée</td><td>2,431***</td><td>3,321***</td><td>2,441***</td></tr><tr><td><strong>Parité atteinte</strong></td><td>***</td><td>ns</td><td>**</td></tr><tr><td>0-2</td><td>Réf</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td></tr><tr><td>3-5</td><td>0,737*</td><td>1,064 ns</td><td>0,932ns</td></tr><tr><td>6 et +</td><td>0,503***</td><td>0,926 ns</td><td>0,774**</td></tr><tr><td><strong>Type de besoins</strong></td><td>**</td><td>***</td><td>**</td></tr><tr><td>Espacement</td><td>Réf</td><td>Réf</td><td>Réf</td></tr><tr><td>Limitation</td><td>0,681**</td><td>0,893***</td><td>1,162**</td></tr><tr><td><strong>Valeurs du Khi2</strong></td><td>134,113</td><td>194,898</td><td>789,978</td></tr><tr><td><strong>Significativité du Khi2</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td><strong>Pseudo R<sup>2</sup> (%)</strong></td><td>9,1</td><td>9,3</td><td>13,1</td></tr></tbody></table>
L'analyse multivariée conduit à des résultats plus intéressants, indiquant des différences nettes entre ces deux catégories de femmes quant à la pro-pension à un besoin non satisfait. Alors qu'aux enquêtes de 1996 et 2001 la lim-itation des naissances est, respective-ment 0,32 fois et 0,11 fois, moins encline à un besoin non satisfait com-parativement à l'espacement des nais-sances, une tendance inverse s'observe en 2006 où la limitation des naissances devient plutôt 0,16 fois plus susceptible de favoriser un besoin potentiel non satisfait par rapport à l'espacement des naissances. Si les résultats de 1996 et 2001 supportent les attentes théoriques à cet effet, surprenante est cette tendance claire à la hausse de la propension de la limitation des nais-sances à un besoin non satisfait. Notons, toutefois, que l'expression d'un besoin en matière de PF est une variable d'opinion qui dépend de l'instant de l'enquête et des circon-stances particulières de l'interview. Elle est endogène et cela doit être pris en compte dans l'interprétation de ces effets. Par ailleurs, contrairement aux travaux antérieurs, la population étudiée ici intègre des célibataires qui ne sont fréquemment pas associés à la limitation des naissances alors que d'important besoin non satisfait s'exprime en leur sein.

## 3.2 Caractéristiques du statut socioéconomique et satisfaction des besoins de planification familiale

Trois caractéristiques du statut socio-économique de la femme ont été retenues. Il s'agit du niveau de scolarisa-tion, de son statut d'occupation économique et du milieu de résidence.

Nous examinons ci-après les résultats de l'analyse multivariée pour chacune de ces caractéristiques socio-économiques. Nous y analysons égale-ment la cohorte de naissance, comme facteur affectant le statut socio-économique.

### La scolarisation de la femme

On espère que plus les femmes sont instruites, moins elles sont susceptibles d'avoir un besoin non satisfait en mat-ière de planification familiale. Les résultats de l'analyse descriptive sont allés dans le sens de cette attente, étab-lissant notamment que les femmes scolarisées au niveau secondaire ou plus sont considérablement moins enclines à un besoin non satisfait que celles non scolarisées ; le ratio est de 0,7 soit une probabilité de 0,3 fois inférieure à celle des femmes non scolarisées. Les résultats de la régression logistique con-firment ici cette tendance. Elle fournit un résultat intéressant nouveau ; une différence significative apparaît entre les femmes non scolarisées et celles scolar-isées de niveau primaire. L'analyse descriptive n'a pas indiqué de différence importante entre les deux catégories de femmes. Bien que très faible, il s'observe d'une enquête à l'autre un écart significatif entre ces deux niveaux de scolarisation. Alors que les femmes de niveau primaire sont 0,11 fois (1,05-1) plus enclines à un besoin non satisfait que celles non scolarisées en 1996 ; la situation s'inverse aux deux autres péri-odes. Notamment, en 2001 avoir un niveau primaire est 0,5 fois moins sus-ceptible d'avoir un besoin non satisfait et 0,13 fois moins en 2006 que de ne pas avoir été scolarisé.

Des écarts très significativement importants s'observent entre les
femmes non scolarisées et celles ayant
eu un niveau secondaire ou plus. Entre
ces deux catégories, la propension à un
besoin non satisfait diminue significa-
tivement entre 2001 et 2006. Notam-
ment, alors que, en 1996 une femme
scolarisée au niveau secondaire et plus
est de 0,45 fois (i.e. 0,555-1) moins sus-
ceptible d'avoir un besoin potentiel non
satisfait en matière de PF qu'une
femme non scolarisée, cette tendance
se maintient en 2001 et en 2006
(respectivement 0,27 fois moins et 0,55
fois moins) avec une ampleur relative-
ment faible en 2001. La satisfaction des
besoins est ainsi d'autant plus probable
que le niveau scolaire atteint augmente.
Mais cet effet de la scolarisation n'est
véritablement perceptible qu'à partir
du secondaire ou plus.

Statut d'occupation économique

Les analyses descriptives indiquent que
les femmes non salariées ont remarqua-
blement et significativement une proba-
bilité de 1,8 fois plus élevée que les
salariées ; écart qui s'est rétréci avec un
ratio qui chute à 1,4 en 2001 et 2006.
Les résultats de l'analyse multivariée
supportent cette tendance, notam-
ment en 1996 et en 2001. Dans le sens
théoriquement attendu, tant les
femmes qui « ne travaillent » que celles
dans « l'auto emploi » sont très remar-
quablement et significativement plus
enclines à un besoin non satisfait com-
parativement aux femmes salariées.
Mais, ces écarts se sont considérable-
ment réduits d'une enquête à une autre
; par exemple, cette caractéristique
n'est plus discriminante en 2006 et les
différences entre catégories sont négli-
geables et insignifiantes statistiquement.
C'est un résultat intéressant dans la
mesure où cela prouve l'existante des

changements et traduit la nécessité
d'une analyse à différentes périodes

Milieu de résidence

L'analyse descriptive a établit que la var-
iable milieu de résidence actuelle n'est
discriminante qu'en 2006. Les résultats
du tableau 4 confirment ce résultat. Ce
tableau 4 indique, tel qu'attendu, que le
milieu urbain réduit la probabilité d'un
besoin non satisfait en matière de plani-
fication familiale, comparativement au
milieu rural. Mais, cette tendance n'est
significative qu'en 2006, indiquant que
l'urbanisation devient un facteur impor-
tant pour la satisfaction des besoins en
matière de planification efficace de la
famille et justifiant, encore une fois, la
pertinence d'une analyse de la
dynamique des déterminants d'un
phénomène aussi endogène comme le
besoin de planification des naissances
ainsi que sa satisfaction.

Cohorte de naissance ou génération

L'âge est un des principaux détermi-
nants du statut socioéconomique car
strictement associé à l'étape du cycle
de vie des individus. Plus les cohortes
de naissance sont récentes, plus nom-
breuses sont les femmes scolarisées en
leur sein, moins elles sont rigoureuse-
ment attachées aux considérations
sociales collectives traditionnelles.
L'analyse descriptive précédente n'a mis
explicitement en évidence aucune dif-
férence significativement importante
entre les différentes catégories d'âges.
Une différence importante n'apparaît
qu'en 2006, établissant que les femmes
de 25-34 ans sont moins susceptibles
d'avoir un besoin non satisfait compara-
tivement à celles âgées de 15-24 ans et
de 35-49 ans.

Les résultats de l'analyse multivar-
iée (tableau 4) supportent fortement
ces résultats. Ils établissent que la cohorte de naissance n’est discriminante qu’en 2006. Les femmes de 15-24 ans et celles de 35-49 ans ont significativement une probabilité respectivement de 0,27 fois et 0,32 fois plus élevée d’avoir un besoin non satisfait en matière de planification familiale que celles âgées de 25-34 ans. Comme les autres caractéristiques affectant le statut socioéconomique, c’est un résultat intéressant qui indique un changement important quant aux facteurs des besoins non satisfaits en matière de PF et la nécessité de prendre conscience de l’hétérogénéité des femmes en âge de procréer dans les programmes.

### 3.3 Caractéristiques sociodémographiques et satisfaction des besoins de planification familiale

Le statut matrimonial et la parité atteinte sont les caractéristiques sociodémographiques retenues dans l'étude. Comme ci-dessus, les résultats sont abordés ci-après, variable par variable.

#### Statut matrimonial

Les résultats descriptifs concernant le statut matrimonial indiquent particulièrement que les femmes non mariées sont plus susceptibles que les autres à un besoin non satisfait en matière de planification familiale. L'analyse multivariée confirme ce résultat d'une part, indiquant en 1996 qu'elles ont une probabilité de besoin non satisfait 1,43 fois plus élevée que les femmes mariées. Dans une tendance analogue aux autres enquêtes, cette probabilité à un besoin non satisfait est de 2,32 fois plus élevée en 2001 et de 1,44 fois plus

élevée en 2006 que celle des femmes mariées formelle. Or, ces femmes non mariées sont généralement peu ciblées tant par les études que par les interventions en matière de planification des naissances.

Très intéressant, comparativement aux résultats de l'analyse descriptive, est la situation des célibataires. Alors qu'il n'y avait pas d'écart important à l'étape descriptive, les résultats du tableau 4 montrent que les célibataires ont significativement une probabilité de 0,48 fois plus élevée en 1996 et de 0,70 fois plus élevée en 2006 que celles des femmes mariées formelles. Une tendance analogue est observée en 2001 avec une ampleur plus faible, établissant que la probabilité d'avoir un besoin non satisfait chez les femmes célibataires en âge de procréer est 0,3 fois plus élevée que celle des mariées formelles.

#### Parité atteinte

Contrairement aux résultats de l'étape descriptive, on constate dans la direction de notre hypothèse que les femmes ayant 6 enfants ou plus sont les moins enclines à un besoin non satisfait de planification familiale. Mais les écarts se sont réduits en 2006 ainsi que le seuil de signification statistique. Ceci pourrait s'expliquer par la fréquence croissante des femmes célibataires ou non mariées prises en compte dans les analyses. Elles sont plus susceptibles d'avoir une parité réduite ; or elles sont plus enclines à un besoin non satisfait en matière de planification familiale selon les résultats relatifs à l'état matrimonial.

### Synthèse et discussions

Par ce qu'ils relèvent à la fois des questions de population et de santé, les services de planification familiale sont
aujourd'hui à la croisée des chemins quand on examine son rôle dans le développement socioéconomique durable. Mais, seuls les programmes de planification familiale ciblant bien les groupes véritablement plus exposés au besoin de contraception et les plus à risque de ne pas les satisfaire efficacement peuvent être performants et peuvent permettre que réellement la natalité et la croissance démographique qui en découlent assument leur part indispensable de contribution au développement. C'est cela qui justifie la réalisation de cette étude dont le but est d'évaluer les tendances des besoins non satisfaits et de déterminer leurs facteurs explicatifs ainsi que leur évolution d'une enquête démographique et de santé à une autre pour les trois réalisées au Bénin entre 1996 et 2006.

Les normes et attitudes liées au genre sont des facteurs de risque aux niveaux ménage ou communautaire qui influencent les résultats en matière de planification familiale. Les opportunités offertes selon le genre influencent l'accès à la scolarisation, à l'information ou la formation, à l'emploi et au revenu. Ces ressources se combinent aux comportements individuels et aux normes/ valeurs communautaires pour déterminer la prévalence des pratiques contractives modernes ou efficaces. C'est pourquoi l'accent est mis dans cette étude sur le statut socioéconomique de la femme, notamment la scolarisation, le statut d'occupation économique, le milieu de résidence et la cohorte de naissance. Des caractéristiques sociodémographiques ont été également considérées telles que le statut matrimonial et la parité atteinte.

Au cours des trois périodes d'étude, deux facteurs se sont constamment dégagés comme significativement déterminants en matière de satisfactions des besoins de planification des naissances au sein des femmes en âge de procréer. Ce sont le statut matrimonial et le niveau de scolarisation des femmes. Il a été établi que les femmes non mariées et les célibataires sont plus susceptibles que les femmes mariées à avoir un besoin non satisfait. Les résultats indiquent également que les femmes de niveau secondaire ou plus sont plus significativement aptes à satisfaire leur besoin en matière de planification familiale comparativement aux femmes non scolarisées. Ces résultats sont mitigés quant à la différence entre les femmes de niveau primaire et celles qui n'ont pas été scolarisées. Ces analyses confirment les attentes théoriques de l'étude ; ils confirment ainsi la nécessité d'une scolarisation primaire complète pour espérer l'effet de la scolarisation sur le changement social. Nous estimons qu'il ne s'agit donc plus de s'inquiéter du nombre croissant d'enfants à scolariser pour justifier les programmes de planification familiale. Mais, plutôt, de faire de l'éducation une priorité car bien formées, la population est de qualité et les futures générations faciliteront le développement économique et adhérer spontanément aux programmes sociosanitaires comme ceux de planification des naissances. Les réformes récentes de l'enseignement au Bénin (gratuité depuis 2006) sont à encourager et à soutenir par tous, car, elles ont permis une hausse du taux de scolarisation à l'école primaire ; mais il reste beaucoup à faire et les effets ne seront visibles
que dans quelques années si ces efforts se poursuivent convenablement.

Les résultats de l'étude indiquent, par ailleurs, une évolution des facteurs explicatifs des besoins non satisfaits au fil du temps, notamment des changements d'une enquête à une autre. Le milieu de résidence (rural vs urbain) s'est révélé non discriminant en 1996 et en 2001 ; mais il devient très important dans l'explication de la satisfaction des besoins de planification familiale en 2006. C'est aussi le cas de la situation d'occupation économique qui, pertinente dans l'analyse en 1996 et 2001, ne l'est plus en 2006. Ces résultats sont réconfortants dans la mesure où ils justifient la pertinence et la nécessité d'une analyse à différentes dates, lorsque les données sont disponibles, pour mieux cerner la tendance des phénomènes et la dynamique de leurs facteurs explicatifs. En outre, de tels résultats indiquent que des changements contextuels sont à l'œuvre, malheureusement, nous n'avons pas pu intégrer les variables y afférentes dans les analyses à cause des contraintes liées à la nature des données disponibles.

Enfin, quelques autres résultats obtenus dans cette étude ne sont pas allés dans le sens des attentes. Il a été observé que les femmes désireuses de limiter leurs naissances sont plus susceptibles d'avoir des besoins non satisfaits que celles qui, plutôt souhaitent les ajourner. Il en a été de même des femmes ayant une parité atteinte de 6 enfants ou plus qui seraient plus enclines à un besoin non satisfait plus élevé que les autres ayant eu moins de 6 enfants au moment des enquêtes. Aussi, les jeunes générations (15-24

ans) et les plus vieilles (35-49 ans) se sont révélées plus susceptibles que les 25-34 ans à un besoin insatisfait. Ces résultats nous paraissent très intéressants; d'une part, parce qu'ils indiquent ainsi de nouvelles perspectives d'investigation ou d'intervention; puis, d'autre part, parce qu'ils expliquent et justifient la pertinence de cibler les femmes en âge de procréer, plutôt que de se concentrer sur les femmes mariées comme cela a été souvent le cas dans les travaux et interventions concernant la satisfaction des besoins de planification familiale.

Ces résultats qui, a priori, paraissent contradictoires par rapport aux tendances empiriquement observées, s'expliquent exclusivement par la particularité de la population étudiée. C'est une population hétérogène du point de vue des questions de fécondité et de planification des naissances. Notamment, on y distingue, non seulement les femmes mariées, mais surtout les femmes célibataires et non mariées (divorcées, veuves, séparées). Ces dernières sont plus souvent fréquentes parmi les femmes de 15-24 ans (célibataires) et les 35-49 ans (divorcées, veuves, séparées). Elles sont plus enclines à reporter leurs naissances, plutôt qu'à les limiter avec une parité atteinte relativement faible. Leur nombre de plus en plus important au sein des femmes en âge de procréer avec l'émergence de nouveaux comportements de nuptialité peut influencer les résultats dans le sens observé dans l'étude. C'est donc un résultat important, qui confirme ainsi la nécessité d'une approche genre sensible des programmes. Car, les femmes en âge de procréer ne sont pas un groupe
homogène ; il y a des spécificités en leur
sein qu'il convient de repérer et d'inté-
grer dans les politiques et les pro-
grammes. Toutefois, cela nécessite des
données qui, malheureusement, man-
quent souvent.

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Perspectives Internationales sur le
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# ANNEXES

<table><caption>**Tableau A1** Répartition, par période, des effectifs de femmes échantillonnées selon les variables de l'étude</caption><thead><tr><th rowspan="2">VARIABLES EXPLICATIVES</th><th rowspan="2">INDICATEURS</th><th colspan="3">Période d'enquête</th></tr><tr><th>1996</th><th>2001</th><th>2006</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="4">Scolarisation</td><td>*Non scolarisée</td><td>1285</td><td>1587</td><td>4554</td></tr><tr><td>*Primaire Inachevé</td><td>432</td><td>642</td><td>1765</td></tr><tr><td>*Secondaire ou Plus</td><td>232</td><td>517</td><td>1566</td></tr><tr><td><strong>Pearson chi2</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td rowspan="3">Statut d'occupation</td><td>*Ménagère</td><td>192</td><td>543</td><td>1352</td></tr><tr><td>* Auto Emploi</td><td>1683</td><td>2033</td><td>6269</td></tr><tr><td>*Salarié</td><td>73</td><td>170</td><td>218</td></tr><tr><td><strong>Pearson chi2</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td rowspan="4">Cohorte de naissance</td><td>* Moins de 20 ans</td><td>728</td><td>1029</td><td>2451</td></tr><tr><td>* 20-34 ans</td><td>628</td><td>944</td><td>2745</td></tr><tr><td>* 35-49 ans</td><td>593</td><td>773</td><td>2689</td></tr><tr><td><strong>Pearson chi2</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td rowspan="3">Milieu Résidence</td><td>* Rural</td><td>1223</td><td>1514</td><td>4079</td></tr><tr><td>* Urbain</td><td>726</td><td>1232</td><td>3806</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td>ns</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td rowspan="4">Parité atteinte</td><td>* 1-2 enfants</td><td>855</td><td>1310</td><td>3326</td></tr><tr><td>* 3-5 enfants</td><td>506</td><td>797</td><td>2571</td></tr><tr><td>* 6 enfants ou +</td><td>588</td><td>639</td><td>1988</td></tr><tr><td><strong>Pearson chi2</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td rowspan="5">Etat Matrimonial</td><td>* Célibataire</td><td>367</td><td>651</td><td>1531</td></tr><tr><td>* Mariage Formel</td><td>1296</td><td>1550</td><td>5210</td></tr><tr><td>* Union Non Formelle</td><td>157</td><td>370</td><td>563</td></tr><tr><td>* Non mariée</td><td>129</td><td>175</td><td>581</td></tr><tr><td><strong>Pearson chi2</strong></td><td>***</td><td>***</td><td>***</td></tr><tr><td rowspan="3">Type Besoin de PF</td><td>* Espacement</td><td>1471</td><td>2016</td><td>5354</td></tr><tr><td>*Limitation</td><td>478</td><td>730</td><td>2531</td></tr><tr><td><strong>Pearson chi2</strong></td><td>***</td><td>**</td><td>ns</td></tr><tr><td>Total</td><td></td><td>1949</td><td>2746</td><td>7885</td></tr></tbody></table>

(ns) non significative au seuil de 10% (**) Prob1% (**) Prob5% (*) Prob10%

<table><caption>**Tableau A 2** Taux de besoin non satisfait, par période, par type de besoin et selon les variables explicatives</caption><thead><tr><th rowspan="3">Variables</th><th colspan="6">Périodes</th></tr><tr><th colspan="2">Type de besoin</th><th rowspan="2">2001</th><th rowspan="2">2006</th></tr><tr><th>1996</th><th>2001</th></tr></thead><tbody><tr><td>Espacement</td><td>61,8</td><td>1471</td><td>61,3</td><td>2016</td><td>62,9</td><td>5354</td></tr><tr><td>Limitation</td><td>69,5</td><td>478</td><td>57,4</td><td>730</td><td>63,5</td><td>2531</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td>63,7</td><td>1949</td><td>60,3</td><td>2746</td><td>63,1</td><td>7885</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td>***</td><td></td><td>**</td><td></td><td>ns</td><td></td></tr></tbody></table>
Cohorte de naissance

<table><tr><td>15-24</td><td><strong>62,1</strong></td><td>728</td><td><strong>63,1</strong></td><td>1029</td><td><strong>61,1</strong></td><td>2451</td></tr><tr><td>24-34</td><td><strong>60,7</strong></td><td>628</td><td><strong>57,7</strong></td><td>944</td><td><strong>59,5</strong></td><td>2745</td></tr><tr><td>35-49</td><td><strong>68,8</strong></td><td>593</td><td><strong>59,6</strong></td><td>773</td><td><strong>68,6</strong></td><td>2689</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td><strong>63,7</strong></td><td>1949</td><td><strong>60,3</strong></td><td>2746</td><td><strong>63,1</strong></td><td>7885</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td colspan="6">***</td></tr></table>

Etat matrimonial

<table><tr><td>Célibataire</td><td><strong>60,5</strong></td><td>367</td><td><strong>66,7</strong></td><td>651</td><td><strong>57,7</strong></td><td>1531</td></tr><tr><td>Mariage formel</td><td><strong>62,5</strong></td><td>1296</td><td><strong>58,1</strong></td><td>1550</td><td><strong>61,9</strong></td><td>5210</td></tr><tr><td>Mariage non formel</td><td><strong>66,9</strong></td><td>157</td><td><strong>48,6</strong></td><td>370</td><td><strong>66,8</strong></td><td>563</td></tr><tr><td>Non mariée</td><td><strong>80,6</strong></td><td>129</td><td><strong>80</strong></td><td>175</td><td><strong>84,3</strong></td><td>581</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td><strong>63,7</strong></td><td>1949</td><td><strong>60,3</strong></td><td>2746</td><td><strong>63,1</strong></td><td>7885</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td colspan="6">***</td></tr></table>

Parité atteinte

<table><tr><td>0-2</td><td><strong>41,2</strong></td><td>855</td><td><strong>61,5</strong></td><td>1310</td><td><strong>58,5</strong></td><td>3326</td></tr><tr><td>03-mai</td><td><strong>37,7</strong></td><td>506</td><td><strong>55,7</strong></td><td>797</td><td><strong>62,2</strong></td><td>2571</td></tr><tr><td>6 et +</td><td><strong>28,1</strong></td><td>588</td><td><strong>63,5</strong></td><td>639</td><td><strong>71,9</strong></td><td>1988</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td><strong>36,3</strong></td><td>1949</td><td><strong>60,3</strong></td><td>2746</td><td><strong>63,1</strong></td><td>7885</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td colspan="6">***</td></tr></table>

Scolarisation

<table><tr><td>Non scolarisée</td><td><strong>68</strong></td><td>1285</td><td><strong>64,3</strong></td><td>1587</td><td><strong>71,6</strong></td><td>4554</td></tr><tr><td>Primaire</td><td><strong>60,6</strong></td><td>432</td><td><strong>62,9</strong></td><td>642</td><td><strong>59,9</strong></td><td>1765</td></tr><tr><td>Secondaire et plus</td><td><strong>45,3</strong></td><td>232</td><td><strong>44,7</strong></td><td>517</td><td><strong>41,8</strong></td><td>1566</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td><strong>63,7</strong></td><td>1949</td><td><strong>60,3</strong></td><td>2746</td><td><strong>63,1</strong></td><td>7885</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td colspan="6">***</td></tr></table>

Statut d'occupation

<table><tr><td>Ne travaille pas</td><td><strong>66,1</strong></td><td>192</td><td><strong>62,8</strong></td><td>543</td><td><strong>57,3</strong></td><td>1352</td></tr><tr><td>Salariée</td><td><strong>37</strong></td><td>73</td><td><strong>44,1</strong></td><td>170</td><td><strong>40,4</strong></td><td>218</td></tr><tr><td>Auto emploi</td><td><strong>64,5</strong></td><td>1683</td><td><strong>60,9</strong></td><td>2033</td><td><strong>65,2</strong></td><td>6269</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td><strong>63,7</strong></td><td>1948</td><td><strong>60,3</strong></td><td>2746</td><td><strong>63,1</strong></td><td>7839</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td colspan="6">***</td></tr></table>

Milieu de résidence

<table><tr><td>Urbain</td><td><strong>61,6</strong></td><td>726</td><td><strong>60,0</strong></td><td>1232</td><td><strong>55,9</strong></td><td>3806</td></tr><tr><td>Rural</td><td><strong>64,9</strong></td><td>1223</td><td><strong>60,5</strong></td><td>1514</td><td><strong>69,8</strong></td><td>4079</td></tr><tr><td>Ensemble</td><td><strong>63,7</strong></td><td>1949</td><td><strong>60,3</strong></td><td>2746</td><td><strong>63,1</strong></td><td>7885</td></tr><tr><td>Pearson chi2</td><td colspan="6">ns</td></tr></table>

(ns) non significative au seuil de 10% (*** ) Prob1% (**) Prob5% (*) Prob10%