# Genre et impact de l'expérience précoce du décès parental sur le devenir des enfants dans le contexte de la crise sociopolitique burundaise

*Gender and impact of early parental death experience on children's outcomes in the context of the Burundian sociopolitical crisis*

Claire Kersuzan

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OpenEdition
Journals

## Édition électronique

URL : https://journals.openedition.org/popvuln/4876

DOI : 10.4000/15gzp

ISSN : 2650-7684

## Éditeur

LIR3S - Laboratoire Interdisciplinaire de Recherche "Sociétés Sensibilités Soin" (UMR 7366 CNRS-UBE)

## Référence électronique

Claire Kersuzan, « Genre et impact de l'expérience précoce du décès parental sur le devenir des enfants dans le contexte de la crise sociopolitique burundaise », *Populations vulnérables* [En ligne], 11 | 2025, mis en ligne le 08 janvier 2026, consulté le 08 janvier 2026. URL : http://journals.openedition.org/popvuln/4876 ; DOI : https://doi.org/10.4000/15gzp

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# Genre et impact de l'expérience précoce du décès parental sur le devenir des enfants dans le contexte de la crise sociopolitique burundaise

Gender and impact of early parental death experience on children's outcomes in the context of the Burundian sociopolitical crisis

Claire Kersuzan

## Introduction

<footnote n="1">1 Les recherches sur le devenir des enfants orphelins se sont intensifiées avec la propagation du VIH/Sida en Afrique au cours de la première décennie du xxiᵉ siècle. Ces études, principalement axées sur les orphelins du Sida, mettent généralement en évidence l'impact négatif du décès d'au moins un parent sur la scolarité et l'insertion professionnelle des enfants concernés. Toutefois, cet effet varie en fonction de plusieurs facteurs, dont le genre de l'enfant (Kakuba et al., 2021 ; Raymond et Zolnikov, 2018 ; Ardington et Leibbrandt, 2010 ; Kobiané et al., 2005 ; Case et al., 2004 ; Guarcello et al., 2004). Certaines analyses soulignent que l'expérience précoce du décès parental affecte plus sévèrement la trajectoire scolaire des filles (Kazeem et Musalia, 2017 ; Yamano et al., 2006 ; Yamauchi et al., 2006). Cependant, les résultats ne sont pas toujours convergents (Ueyama, 2007 ; Ainsworth et Filmer, 2006). D'autres études ont exploré l'association entre le statut d'orphelin et le risque accru, pour les filles, de subir des violences et/ou d'entrer précocement dans la vie conjugale et reproductive. Ces recherches aboutissent elles aussi à des résultats divergents (Lee et al., 2023 ; Musizvingoza et al., 2022 ; Bozzoli, 2016 ; Nichols et al., 2014 ; Chae, 2013 ; Palermo et Peterman, 2009).</footnote>
2 Ces écarts peuvent s'expliquer par des différences contextuelles et méthodologiques. D'un point de vue contextuel, les normes locales et religieuses, les politiques éducatives, le contexte sociopolitique, le milieu de résidence (urbain ou rural), la structure familiale et le niveau de pauvreté des ménages sont autant de facteurs susceptibles d'influencer l'impact du genre sur les inégalités de trajectoire des enfants orphelins. D'un point de vue méthodologique, la nature des données mobilisées (collectes ponctuelles, enquêtes rétrospectives ou suivis longitudinaux), les techniques statistiques appliquées et le choix des variables de contrôle peuvent également contribuer à la variabilité des résultats obtenus.

3 Peu d'études se sont intéressées à l'influence spécifique du genre de l'enfant orphelin dans des contextes où les crises sociopolitiques, plutôt que l'épidémie de VIH/Sida, constituent la principale cause d'orphelinage. C'est notamment le cas du Burundi, un petit pays d'Afrique de l'Est marqué par des tensions ethniques entre Hutus et Tutsis, qui ont alimenté un cycle de violences sanglantes et répétées depuis son accès à l'indépendance en 1962. Assassinats de présidents, coups d'État et massacres, ayant parfois pris la forme de génocides, ont profondément façonné l'histoire récente du pays. Après les massacres de 1972, une nouvelle crise éclate en octobre 1993 et se prolonge pendant plus de dix ans. Cette guerre civile entraîne d'importantes pertes en vies humaines, des déplacements massifs de populations à l'intérieur comme à l'extérieur du pays, une dégradation des conditions de vie pour la majorité des ménages, ainsi qu'une augmentation significative du nombre d'enfants orphelins de tout type (orphelins de père, de mère ou des deux parents) (Bergouignan, 2022 ; Kersuzan, 2012 ; Bergouignan, 2011 ; Bundervoet, 2009 ; Bergouignan et al., 2004). Dans ce contexte de crise sociopolitique, indépendamment des conditions socioéconomiques et de la composition familiale du ménage, la perte de la mère ou des deux parents réduit les chances pour les enfants d'entrer à l'école et, pour ceux qui y sont inscrits, accroît le risque d'abandon précoce (Kersuzan, 2012 ; Guarcello et al., 2004). Cette vulnérabilité accrue peut s'expliquer par différents facteurs, tels que la perte d'un appui affectif et éducatif essentiel, la prise en charge de nouvelles responsabilités professionnelles ou domestiques, le contexte de crise sociopolitique, l'instabilité résidentielle, les discriminations potentielles au sein du ménage d'accueil, ou encore l'affaiblissement des liens avec les institutions scolaires et sociales. Cependant, la manière dont le genre de l'enfant orphelin influe sur la relation entre le décès parental et la trajectoire scolaire reste inexplorée. De même, les effets potentiels de cette expérience sur des risques spécifiques aux filles, tels que l'exposition à des violences ou une entrée précoce dans la vie reproductive, demeurent insuffisamment étudiés.

4 Le genre constitue un facteur clé d'hétérogénéité des parcours de vie au Burundi, où les traditions perpétuent une répartition des rôles fondée sur des inégalités structurelles au détriment des femmes (Courtois, 2016). Dans cette vision traditionnelle, les femmes sont principalement chargées de l'éducation des enfants et de l'entretien du foyer, tandis que les hommes ont la responsabilité d'assurer le prestige de la lignée et de subvenir aux besoins économiques de la famille. Une telle répartition des rôles suggère que la perte d'au moins un parent pourrait exacerber les inégalités de scolarisation selon le genre, au détriment des filles. Cependant, en période de conflit, la précarisation économique des ménages, aggravée par le décès d'un parent, peut également contraindre les familles à favoriser l'entrée précoce des garçons sur le marché du travail afin de garantir la subsistance du foyer. Par ailleurs, le recrutement
d'enfants soldats concerne majoritairement les garçons, ce qui pourrait également affecter leur parcours éducatif¹. Il demeure donc difficile d'évaluer l'influence du genre sur la relation entre la scolarité et la perte parentale dans un contexte de crise sociopolitique aiguë.

5 Dans un système patrilinéaire comme celui du Burundi, l'impact de la perte précoce d'un parent peut également se manifester de manière différenciée selon le genre, notamment en augmentant le risque pour les filles d'entrer prématurément dans la vie conjugale et reproductive. En outre, la crise sociopolitique burundaise s'est accompagnée d'une recrudescence des violences, touchant aussi les femmes dans un pays où ces dernières sont déjà largement répandues (Dijkman et al., 2014). Le décès parental, en particulier celui des deux parents, peut ainsi accroître la vulnérabilité des enfants, et plus spécifiquement celle des filles, face aux risques de violence et d'exploitation.

6 L'objectif de cet article est d'examiner l'influence de l'orphelinage précoce sur le devenir des filles au Burundi, un pays où la crise sociopolitique constitue un facteur déterminant du statut d'orphelin, bien plus que l'épidémie de VIH/Sida. Après avoir exploré la prévalence de l'orphelinage au Burundi, cette recherche s'appuie sur des données issues d'une enquête inédite menée en 2002 afin d'analyser : (I) l'impact du décès parental sur la trajectoire scolaire des filles, (II) leur exposition au risque de violence, (III) la probabilité d'une entrée précoce dans la vie reproductive.

# I- Méthodologie

7 L'analyse repose sur les données de l'Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction (ESDSR) menée au Burundi en 2002 (voir encadré 1). L'objectif est d'analyser l'impact du décès parental sur trois dimensions essentielles, à savoir la scolarisation des filles, leur exposition au risque de violence et leur entrée précoce dans la vie reproductive.

## Encadré 1. L'Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction (ESDSR), 2002

L'Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction (ESDSR) est une enquête rétrospective financée par le Fonds des Nations unies pour la population. La collecte des données a été réalisée auprès de la population vivant dans des ménages ordinaires, avec une surreprésentation des personnes résidant dans les camps de déplacés, dans un contexte d'insécurité, sur le territoire burundais, du 23 août au 29 septembre 2002.

Afin de garantir la représentativité de l'échantillon, un recensement préalable des ménages et de la population des camps a été mené, accompagné d'une actualisation du nombre de ménages résidant dans les sous-collines rurales et les zones de dénombrement urbaines.

Le plan de sondage de l'enquête est complexe : il repose sur une stratification selon le sous-milieu de résidence et un échantillonnage à plusieurs degrés, basé sur un tirage proportionnel au nombre de ménages dans chaque zone. Le milieu de
résidence distingue les camps, les provinces du milieu rural et les zones de dénombrement urbaines.

Au total, 32 805 personnes issues de 7 119 ménages ont été interrogées dans le cadre de l'ESDSR.

Le questionnaire de l'ESDSR comprend trois volets.

• Le premier volet, destiné à l'ensemble du ménage, recueille des informations sur la composition familiale, les caractéristiques du logement ainsi que les biens possédés (terre, bétail, etc.).

• Le deuxième volet, rempli par chaque membre du ménage, fournit des renseignements détaillés sur l'enquêté, notamment son sexe, sa date de naissance et, le cas échéant, la date de décès de chacun de ses parents. Ces informations permettent d'identifier les orphelins, leur sexe et leur âge au moment du décès de leurs parents. Ce volet renseigne également sur les éventuels enfants de l'enquêté (date de naissance, sexe) et indique s'ils sont en vie ou non. Il permet aussi de déterminer si l'enquêté est scolarisé au moment de l'enquête et le type d'établissement qu'il fréquente (primaire, secondaire, supérieur).

• Le troisième volet, consacré à la santé de la reproduction, s'adresse exclusivement aux femmes âgées de 14 ans ou plus (soit 9 467 femmes). En annexe de ce volet, les femmes interrogées ont également renseigné un tableau détaillant les différentes formes de violence qu'elles ont subies (avoir été battue, privée de biens ou de liberté, violentée psychologiquement, sexuellement ou violée) ainsi que la période de leur vie où elles ont vécu ces violences (enfance, adolescence, âge adulte avant mariage, etc.).

L'enquête burundaise ESDSR 2002 a été menée dans un contexte d'insécurité, à la suite d'une période de conflit caractérisée, certaines années, par des massacres de masse. En raison de la couverture de l'enquête, du VIH/Sida, des massacres de lignées familiales entières et d'intenses déplacements de population, la fréquence des orphelins calculée à partir des données de l'enquête est susceptible d'être affectée par différents types de biais. La comparaison du nombre d'enfants orphelins, obtenu à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs parents, avec celui issu des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs enfants, révèle que la sélection des jeunes orphelins d'un parent, due à la mortalité et à la migration, est légèrement plus marquée en cas de décès de la mère que du père. Toutefois, elle reste relativement élevée en cas de décès du père autour des années du massacre de 1993.

8 L'approche méthodologique combine l'exploitation de statistiques descriptives et la mise en œuvre de modèles multivariés dans le but d'évaluer l'effet « net » de l'expérience précoce du décès parental sur les phénomènes étudiés. Afin d'identifier des effets spécifiques et d'éviter d'imposer une limite arbitraire à la fin de l'enfance, l'analyse fait varier les bornes d'âge au moment du décès parental. Nous qualifions de perte parentale précoce l'expérience du décès d'un ou des deux parents survenue avant l'âge de 10 ou de 15 ans.

9 L'étude de la trajectoire scolaire repose dans un premier temps sur la comparaison des proportions de jeunes filles et garçons scolarisés au moment de l'enquête. Deux
groupes d'âge sont distingués, d'une part les enfants de 7 à 12 ans, qui correspondent à l'âge légal d'entrée au primaire et à la durée du cycle primaire, et d'autre part les adolescents de 13 à 17 ans, pour lesquels la poursuite éventuelle des études au-delà du primaire est analysée. Dans un second temps, l'effet du décès du père, de la mère ou des deux parents sur la probabilité d'être scolarisé à 7-17 ans en 2002 est estimé à l'aide de modèles multiniveaux. Ceux-ci permettent de prendre en compte la structure hiérarchique du plan de sondage de l'ESDSR 2002, notamment la stratification et les grappes, ainsi que les effets territoriaux. Les résultats sont examinés en fonction de l'âge auquel l'individu est devenu orphelin, en distinguant les âges de 10 ans et de 18 ans, et en différenciant les effets selon le sexe. Afin de mieux appréhender ces dynamiques, plusieurs variables de contrôle sont intégrées, parmi lesquelles des caractéristiques individuelles, telles que l'âge, l'âge au carré, le fait de recourir à l'assistance humanitaire et l'appartenance religieuse, ainsi que des caractéristiques du ménage, incluant le sous-milieu de résidence (voir annexe 1), le niveau d'instruction et le sexe du chef de ménage, le niveau de vie (quartile de niveau de vie relatif, évolution du nombre de vache[s]² entre 1992 et 2002, accès à l'eau via une rivière, un lac ou un ruisseau) et la composition familiale. Cette dernière prend en compte le nombre de femmes âgées de 18 ans ou plus, la présence d'un membre de la fratrie biologique dans le ménage, ainsi que l'existence d'un enfant de moins de 15 ans biologiquement lié au chef de ménage, mais qui, au mieux, n'est qu'un demi-frère ou une demi-sœur de l'enfant orphelin.

10 L'impact du décès parental est également étudié à travers l'analyse du risque d'avoir subi au moins une forme de violence durant l'enfance ou l'adolescence. Les violences incluent ici les violences physiques, la privation de biens ou de liberté, les violences psychologiques ainsi que les violences sexuelles dont les situations de viol. L'analyse s'appuie sur des modèles multiniveaux qui permettent d'intégrer les effets contextuels et la structure hiérarchique du plan de sondage de l'ESDSR 2002. Toutefois, les informations disponibles sur les conditions de vie durant l'enfance des enquêtées interrogées sur les violences sont limitées. En conséquence, seules quelques variables explicatives sont mobilisées, notamment l'appartenance religieuse, le sous-milieu de résidence, l'âge de la mère à la naissance ainsi que l'âge des enquêtées, afin de contrôler l'effet du contexte générationnel et des changements socioéconomiques liés aux crises successives qu'a traversées le pays.

11 L'analyse du calendrier de la fécondité vise à mesurer l'effet du décès parental sur l'entrée dans la vie reproductive. Dans un premier temps, les proportions d'enquêtés ayant eu un premier enfant avant 20 ans pour les femmes et avant 25 ans pour les hommes sont calculées en fonction de l'âge au décès parental. Dans un second temps, l'étude applique des modèles de Cox à risques proportionnels afin d'examiner le lien entre l'expérience précoce du décès parental et l'entrée dans la vie féconde. Ce type de modèle présente plusieurs avantages pour l'analyse de la fécondité. Contrairement aux modèles logistiques binaires, il permet d'exploiter l'ensemble des données disponibles, y compris celles des individus n'ayant pas encore eu d'enfant au moment de l'enquête. De plus, ce modèle offre la possibilité d'intégrer des variables dont la valeur évolue au cours du temps. Par exemple, un individu qui perd son père à l'âge de 15 ans passe d'une situation où il n'est pas orphelin à 14 ans à une situation où il est orphelin de père à 15 ans. Cette flexibilité permet d'analyser l'effet différencié du décès parental selon l'âge auquel il survient. Dans cette analyse, la variable dépendante correspond à la survenue de la première naissance, tandis que la variable de durée associée est l'âge.
Deux périodes de risque sont distinguées. La première correspond à l'enfance, qui s'étend jusqu'à l'âge de 10 ans, et dans laquelle une variable indépendante du temps est définie pour indiquer la survie du père et/ou de la mère à 10 ans. Trois configurations sont alors considérées, à savoir un père décédé et une mère en vie, une mère décédée et un père en vie ou les deux parents décédés. La seconde période de risque concerne l'adolescence et le début de l'âge adulte, définis comme la tranche d'âge de 10 à 20 ans pour les femmes et de 10 à 25 ans pour les hommes. Dans ce cas, la variable dépendante du temps enregistre l'expérience du décès parental survenu au cours de cette période. Afin de neutraliser les effets structurels et contextuels susceptibles d'influencer l'entrée dans la vie reproductive, plusieurs variables de contrôle sont intégrées dans les modèles. Ces variables comprennent le groupe de générations et le milieu de résidence, l'âge de la mère à la naissance de l'enquêté, la mobilité provinciale entre la naissance et la date de l'enquête, l'appartenance religieuse ainsi que le niveau d'instruction.

L'ensemble de ces modèles permet d'estimer l'effet propre du décès parental sur les trajectoires scolaires, l'exposition aux violences et l'entrée dans la vie reproductive des enfants et adolescents burundais, tout en prenant en compte les contraintes méthodologiques et les spécificités du contexte et de l'enquête ESDSR 2002.

## II- Fréquence et évolution de la proportion d'enfants orphelins au Burundi en 2002

Les effets des crises traversées par le Burundi depuis 1972 se répercutent sur l'évolution de la proportion d'enfants orphelins au fil des générations, tant masculines que féminines. L'expérience d'un décès parental avant l'âge de 10 ans diminue entre les générations nées avant les années 1940 et celles nées au début des années 1960. Elle augmente ensuite pour les cohortes nées au milieu des années 1970, avant de connaître une nouvelle hausse parmi les générations les plus récentes étudiées dans l'ESDSR 2002 (figure 1). En raison de la corrélation entre la mortalité des pères et celle de leurs fils, liée au conflit, on observe, pour les générations nées au milieu des années 1970, une surreprésentation de femmes ayant perdu leur père.
<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Figure 1. Évolution de la fréquence des orphelins d'au moins un parent selon le sexe au fil des générations.</figcaption></figure>

**Lecture** : Chez les hommes appartenant aux générations nées avant 1940, la proportion d'enfants orphelins s'élève à 10 % à l'âge de 2 ans, 29 % à 10 ans et 45 % à 20 ans. Pour les femmes de ces mêmes générations, ces proportions sont respectivement de 10 %, 24 % et 40 %.

**Champ** : Enquêtés ayant renseigné un bulletin individuel à l'ESDSR 2002 (n = 32 804 dont 15 216 hommes et 17 588 femmes).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

14 Les crises traversées par le Burundi, en particulier les massacres de 1972 et 1993, ont considérablement augmenté la probabilité pour les enfants de connaître le décès de leur père, de leur mère ou de leurs deux parents (figure 2). Vivre le décès de son père demeure toutefois la situation la plus fréquente pour les enfants burundais. En 2002, la proportion d'enfants orphelins s'élève à 6 % parmi les moins de 5 ans, 12 % parmi les moins de 10 ans, 17 % parmi les moins de 15 ans et 20 % parmi les moins de 18 ans. Parmi les orphelins de moins de 15 ans, 11 % ont perdu leur père, 4 % leur mère et 2 % sont orphelins des deux parents. Ces proportions sont similaires chez les garçons et les filles. À titre de comparaison, en 2002, 12 % des enfants de moins de 18 ans étaient orphelins en Afrique subsaharienne (UNICEF et al., 2006).

15 L'impact des conflits de la région des Grands Lacs sur l'orphelinage au Burundi ne se limite cependant pas aux décès directement liés à la guerre. Ces crises ont profondément bouleversé les conditions de vie des populations, entraînant des déplacements forcés, une paupérisation accrue et la destruction des infrastructures sociosanitaires. Ces facteurs ont contribué à l'augmentation du risque de mortalité parentale et, par conséquent, au nombre d'enfants orphelins. Par ailleurs, la progression de l'épidémie du VIH/Sida a également joué un rôle dans la hausse du nombre d'orphelins, en particulier d'orphelins de deux parents.
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Figure 2. Indices d'orphelinage du moment, de père, de mère et de deux parents selon le groupe d'âge de l'enfant au moment du décès parental.</figcaption></figure>

**Lecture** : En 1993, si les conditions de mortalité parentale de cette année se maintenaient à chaque âge pour une génération fictive d'enfants, 62 % des enfants de moins de 15 ans seraient orphelins de père, 29 % seraient orphelins de mère, 12 % seraient orphelins des deux parents.

**Champ** : Enquêtés ayant renseigné un bulletin individuel à l'ESDSR 2002 (n = 32 804).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

### III- L'effet du genre sur la relation entre l'expérience précoce du décès parental et la scolarisation

16. En 2002, seuls 59 % des Burundais âgés de 7 à 14 ans sont scolarisés, tandis que 35 % n'ont jamais été scolarisés et 6 % ont déjà interrompu leur scolarité. Parmi les 15-17 ans, 45 % sont encore scolarisés, tandis que 29 % n'ont jamais été scolarisés et 26 % ont arrêté leur scolarité. Le taux de scolarisation est le plus faible en milieu rural et dans les camps de déplacés, tandis qu'il est le plus élevé en milieu urbain.

17. Toutefois, cette tendance générale masque des disparités notables entre filles et garçons, indépendamment du milieu de résidence. Les inégalités de genre en matière de scolarisation restent relativement faibles jusqu'à 15 ans en milieu rural et dans les camps de déplacés, et jusqu'à 22 ans en milieu urbain. Au-delà de ces âges, l'écart entre filles et garçons se creuse, en particulier en milieu rural et dans les camps. Dans ces deux contextes, la différence de scolarisation atteint 20 points de pourcentage parmi les 16-18 ans, contre moins de 10 points parmi les 10-12 ans. En milieu urbain, cet écart est plus faible, ne dépassant pas 5 points avant 10 ans et 10 points après cet âge (tableau 1).

<table><caption>Tableau 1. Pourcentage de jeunes scolarisés selon le milieu de résidence (jeunes en cours de scolarité, jeunes ayant abandonné leur scolarité, jeunes n'ayant jamais été scolarisés) et rapport garçons/filles des niveaux de scolarisation et de non-scolarisation, par âge atteint en 2002.</caption><tr><td></td><td>Âge atteint en 2002 (effectif de jeunes enquêtés)</td></tr></table>
<table><thead><tr><th></th><th>7-9 ans<br>(n = 3 220)</th><th>10-12 ans<br>(n = 3 310)</th><th>13-15 ans<br>(n = 3 015)</th><th>16-18 ans<br>(n = 2 235)</th><th>19-21 ans<br>(n = 1 596)</th><th>22-24 ans<br>(n = 1 302)</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Camp</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>En cours (1)</td><td>60,8</td><td>75,0</td><td>63,7</td><td>38,8</td><td>18,8</td><td>7,8</td></tr><tr><td>Abandon</td><td>1,6</td><td>7,3</td><td>16,2</td><td>37,9</td><td>52,2</td><td>64,7</td></tr><tr><td>Jamais (3)</td><td>37,6</td><td>17,7</td><td>20,1</td><td>23,3</td><td>29,0</td><td>27,5</td></tr><tr><td>G/F (1)</td><td>1,2</td><td>1,1</td><td>1,2</td><td>1,7</td><td>2,2</td><td>1,8</td></tr><tr><td>G/F (3)</td><td>0,8</td><td>0,7</td><td>0,6</td><td>0,5</td><td>0,5</td><td>0,6</td></tr><tr><td><strong>Rural</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>En cours (1)</td><td>30,6</td><td>53,2</td><td>42,7</td><td>22,9</td><td>9,1</td><td>3,9</td></tr><tr><td>Abandon</td><td>1,7</td><td>7,5</td><td>19,1</td><td>39,3</td><td>50,3</td><td>59,6</td></tr><tr><td>Jamais (3)</td><td>67,7</td><td>39,3</td><td>38,3</td><td>37,8</td><td>40,5</td><td>36,5</td></tr><tr><td>G/F (1)</td><td>1,2</td><td>1,1</td><td>1,3</td><td>1,7</td><td>2,4</td><td>1,7</td></tr><tr><td>G/F (3)</td><td>0,9</td><td>0,9</td><td>0,6</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,9</td></tr><tr><td><strong>Urbain</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>En cours (1)</td><td>89,1</td><td>91,0</td><td>88,7</td><td>70,4</td><td>50,9</td><td>27,6</td></tr><tr><td>Abandon</td><td>1,1</td><td>2,3</td><td>7,4</td><td>24,0</td><td>43,9</td><td>65,6</td></tr><tr><td>Jamais (3)</td><td>9,8</td><td>6,7</td><td>3,9</td><td>5,6</td><td>5,2</td><td>6,7</td></tr><tr><td>G/F (1)</td><td>1,1</td><td>1,0</td><td>1,0</td><td>1,3</td><td>1,1</td><td>2,2</td></tr><tr><td>G/F (3)</td><td>0,5</td><td>0,7</td><td>1,2</td><td>0,6</td><td>0,5</td><td>0,2</td></tr><tr><td><strong>Tous milieux confondus</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>En cours (1)</td><td>47,3</td><td>69,7</td><td>57,8</td><td>34,8</td><td>17,0</td><td>8,6</td></tr><tr><td>Abandon</td><td>1,4</td><td>5,1</td><td>14,5</td><td>34,2</td><td>47,7</td><td>59,1</td></tr><tr><td>Jamais (3)</td><td>51,3</td><td>25,2</td><td>27,7</td><td>31,0</td><td>35,3</td><td>32,2</td></tr><tr><td>G/F (1)</td><td>1,2</td><td>1,1</td><td>1,3</td><td>1,6</td><td>2,0</td><td>1,7</td></tr></tbody></table>
<table><tr><td>G/F (3)</td><td>0,9</td><td>0,8</td><td>0,6</td><td>0,7</td><td>0,7</td><td>0,9</td></tr></table>

**Lecture:** Dans les camps de déplacés, 60,8 % des enfants âgés de 7 à 9 ans sont scolarisés, 1,6 % ont déjà interrompu leur scolarité, et 37,6 % n'ont jamais été scolarisés. La proportion de garçons scolarisés dans cette tranche d'âge est supérieure de 20 % à celle des filles, tandis que la proportion de garçons n'ayant jamais été scolarisés est inférieure de 20 % à celle des filles du même âge.

**Champ:** Jeunes enquêtés à l'ESDSR 2002.

Source: ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

En s'appuyant sur les données de l'ESDSR 2002, des analyses conduites pour le Burundi ont montré que l'expérience précoce du décès de la mère et des deux parents réduit la probabilité d'entrer à l'école et, pour les enfants qui ont été scolarisés, celle de poursuivre la scolarité (Kersuzan, 2012).

Certains rapports réalisés sur les enfants vulnérables en Afrique présument un accroissement des différences de scolarisation entre les garçons et les filles en cas de décès précoce d'au moins un parent (Subbarao et al., 2001). Selon ces travaux, la division sexuelle des travaux domestiques et la perte d'un des soutiens du ménage conduiraient à accroître plus fortement pour les filles que pour les garçons le temps consacré aux activités domestiques. Un des autres motifs invoqués pour justifier cette hypothèse est la priorité qui serait donnée, en cas de difficulté traversée par le ménage, à l'éducation des garçons par rapport à celle des filles. Toutefois, et tout en restant dans une logique de division sexuée des rôles, il est également possible d'envisager l'effet inverse et, ainsi, de supposer une non-scolarisation plus fréquente des garçons que des filles suite à l'occurrence du décès d'au moins un parent. En effet, la perte de revenu pouvant succéder à cet événement peut nécessiter un investissement des descendants dans le soutien économique du ménage. Cet investissement peut être plus important pour les garçons que pour les filles.

À 7-12 ans et à 13-17 ans, les différences de scolarisation entre les orphelins et les non-orphelins ne sont pas beaucoup plus marquées chez les filles que chez les garçons. Dans les camps et en milieu rural, elles semblent même un peu plus réduites chez les filles. Néanmoins, en milieu urbain, le déficit de scolarisation des orphelins de mère et de deux parents âgés de 13-17 ans est plus accusé chez les filles que chez les garçons (tableau 2).

<table><caption>Tableau 2. Proportion de jeunes scolarisés entre 7 et 17 ans selon la survie des parents, le milieu de résidence et le genre (en %).</caption><thead><tr><th rowspan="2">Genre de l'enfant</th><th colspan="3">7-12 ans<br>(n = 6 530)</th><th colspan="3">13-17 ans<br>(n = 4 448)</th></tr><tr><th colspan="3">Orphelin de</th><th colspan="3">Orphelin de</th></tr><tr><th></th><th>Père<br>(n =<br>1 249)</th><th>Mère<br>(n =<br>314)</th><th>2<br>parents<br>(n = 301)</th><th></th><th>Père<br>(n =<br>1 006)</th><th>Mère<br>(n =<br>302)</th><th>2<br>parents<br>(n = 375)</th></tr></thead><tbody><tr><th colspan="8" style="text-align: center;">Camp</th></tr><tr><th>Garçon</th><td>76,0</td><td>55,0</td><td>68,8</td><td>73,4</td><td>64,0</td><td>60,2</td><td>44,0</td></tr><tr><th>Garçon</th><td>76,0</td><td>55,0</td><td>68,8</td><td>73,4</td><td>64,0</td><td>60,2</td><td>44,0</td></tr></tbody></table>
<table><tbody><tr><td>Fille</td><td>66,3</td><td>51,9</td><td>60,7</td><td>63,6</td><td>46,0</td><td>37,5</td><td>35,6</td><td>55,4</td></tr><tr><td colspan="9">Rural</td></tr><tr><td>Garçon</td><td>52,5</td><td>52,7</td><td>45,2</td><td>60,2</td><td>52,8</td><td>44,0</td><td>38,2</td><td>61,3</td></tr><tr><td>Fille</td><td>53,2</td><td>40,2</td><td>43,9</td><td>33,6</td><td>37,6</td><td>33,2</td><td>23,7</td><td>44,7</td></tr><tr><td colspan="9">Urbain</td></tr><tr><td>Garçon</td><td>89,5</td><td>93,3</td><td>80,3</td><td>94,0</td><td>78,2</td><td>81,0</td><td>74,3</td><td>89,5</td></tr><tr><td>Fille</td><td>86,1</td><td>83,3</td><td>86,1</td><td>88,5</td><td>77,3</td><td>62,7</td><td>62,3</td><td>89,1</td></tr><tr><td colspan="9">Tous milieux confondus</td></tr><tr><td>Garçon</td><td>58,4</td><td>54,1</td><td>51,2</td><td>63,0</td><td>55,4</td><td>46,9</td><td>41,9</td><td>63,6</td></tr><tr><td>Fille</td><td>57,3</td><td>42,8</td><td>48,8</td><td>56,1</td><td>41,0</td><td>35,2</td><td>29,0</td><td>47,9</td></tr></tbody></table>

**Lecture** : Dans les camps de déplacés, 76 % des garçons et 66,3 % des filles âgés de 7-12 ans dont le père est décédé sont scolarisés.

**Champ** : Garçons et filles âgés de 7-12 ans (n = 6 530) et de 13-17 ans (n = 4 448) enquêtés à l'ESDSR 2002.

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

21 Afin de vérifier si les écarts observés ne résultent pas d'effets de structure dont la distribution pourrait différer selon le sexe de l'enfant, des modèles multiniveaux, prenant en compte les effets de grappe de l'enquête ainsi que diverses caractéristiques individuelles et familiales, sont appliqués à la probabilité d'être scolarisés pour les enfants âgés de 7 à 17 ans en 2002, séparément pour les filles et les garçons.

22 Dans un premier temps, afin d'évaluer la pertinence du modèle multiniveaux et des variables de contrôle retenues, ainsi que d'estimer les écarts nets de scolarisation selon le genre, un modèle initial est appliqué à la probabilité d'avoir déjà été scolarisé à 7-17 ans en 2002 pour l'ensemble des enfants, indépendamment de leur sexe et du statut vital de leurs parents (voir annexe 1). Les résultats montrent qu'une part significative de la variation de la probabilité de scolarisation demeure inexpliquée entre les grappes de l'enquête, même après la prise en compte des variables de contrôle. Indépendamment des facteurs individuels, familiaux et spatiaux observés, environ 14 % de la variabilité totale de la chance de scolarisation est attribuable aux différences contextuelles entre les grappes de l'ESDSR.

23 Par ailleurs, la plupart des variables explicatives retenues influencent significativement la probabilité d'avoir été déjà scolarisé en 2002 (seuil de 1 %). Toutes choses égales par ailleurs, l'âge atteint en 2002 augmente la probabilité d'être scolarisé, mais son effet devient négatif aux âges plus avancés : la probabilité de scolarisation diminue au-delà d'un certain seuil. Les filles ont environ deux fois plus de risques que les garçons de ne pas être scolarisées. Le milieu de résidence joue également un rôle déterminant : les enfants vivant en milieu urbain ou dans des camps de type A et B ont une probabilité plus élevée d'être scolarisés que ceux résidant dans les zones rurales du centre du Burundi. L'effet des caractéristiques socioéconomiques et culturelles du ménage sur la
scolarisation suit la tendance attendue: un niveau d'instruction élevé du chef de ménage et un niveau de vie classé parmi les plus élevés réduisent significativement le risque de ne pas être scolarisé à 7-17 ans en 2002. De même, appartenir à un ménage ayant possédé au moins une vache en 1992 – qu'il en détienne encore en 2002 ou non – augmente la probabilité d'être scolarisé à la date de l'enquête. En revanche, l'appartenance religieuse a peu d'impact sur la probabilité d'avoir été scolarisé, à l'exception des individus déclarant appartenir à une autre religion que le protestantisme, le catholicisme ou l'islam, dont la probabilité de scolarisation est significativement plus faible. La composition familiale influence également la scolarisation de manière significative. La présence d'un nombre élevé de femmes de 18 ans ou plus dans le ménage favorise l'accès à l'école tandis que la présence dans le ménage d'un enfant biologique du chef de ménage âgé de 0 à 14 ans, mais qui, au mieux, n'est qu'un demi-frère ou une demi-sœur, a un effet négatif sur la chance de scolarisation à 7-17 ans en 2002.

24

Les résultats (odds ratios, OR) tirés des modèles logistiques multiniveaux appliqués séparément aux filles et aux garçons contredisent l'hypothèse selon laquelle l'expérience précoce du décès d'au moins un parent aurait un impact plus négatif sur la scolarisation des filles ou des garçons (tableau 3). Autrement dit, à caractéristiques égales, le genre de l'enfant n'influence pas le niveau de sous-scolarisation des orphelins par rapport aux enfants dont les deux parents sont en vie. L'expérience précoce du décès parental ne semble donc ni accentuer ni atténuer les inégalités de scolarisation entre garçons et filles; elle affecterait ainsi de manière similaire leurs chances de scolarisation.

<table><caption>Tableau 3. Être scolarisé à 7-17 ans au moment de l'enquête. Paramètres estimés (odds ratios et intervalles de confiance à 95 %) par les modèles pour les orphelins de chaque type l'étant devenus à 10 ans et à 18 ans selon le genre.</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Orphelin</th><th>Garçon</th><th>Fille</th></tr><tr><th>(n = 5 379)</th><th>(n = 5 599)</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="3">à 10 ans<br>(n = 2 827)</td><td>De père<br>(n = 1 852)</td><td>0,77 (0,62-0,97)</td><td>0,82 (0,66-1,01)</td></tr><tr><td>De mère<br>(n = 527)</td><td>0,63 (0,46-0,85)</td><td>0,57 (0,41-0,80)</td></tr><tr><td>Des deux parents<br>(n = 448)</td><td>0,46 (0,31-0,67)</td><td>0,53 (0,36-0,78)</td></tr><tr><td rowspan="2">à 18 ans<br>(n = 3 595)</td><td>De père<br>(n = 2 274)</td><td>0,77 (0,62-0,95)</td><td>0,82 (0,67-1,00)</td></tr><tr><td>De mère<br>(n = 645)</td><td>0,59 (0,44-0,78)</td><td>0,59 (0,43-0,80)</td></tr></tbody></table>
<table><tr><td>Des deux parents<br>(n = 676)</td><td>0,43 (0,30-0,60)</td><td>0,51 (0,36-0,70)</td></tr></table>

Note de lecture : Les cases colorées en gris renseignent sur la significativité au seuil de 5 % des paramètres estimés par les modèles. La probabilité d'être scolarisé entre 7 et 17 ans en 2002 est significativement réduite pour les enfants ayant perdu leur mère, quel que soit leur âge au moment du décès. L'effet est similaire pour les garçons et les filles : à 10 ans, la perte maternelle est associée à une baisse de la probabilité de scolarisation avec un odds ratio de 0,63 (IC : 0,46-0,85) pour les garçons et 0,57 (IC : 0,41-0,80) pour les filles. À 18 ans, l'impact reste marqué, avec un OR de 0,59 (IC : 0,44-0,78) chez les garçons et 0,59 (IC : 0,43-0,80) chez les filles.

Champ : Enfants et jeunes âgés de 7-17 ans en 2002 enquêtés à l'ESDSR (n = 10 978).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

## IV- L'expérience précoce du décès parental et le risque pour les filles de connaître des violences durant l'enfance et l'adolescence

25 La crise sociopolitique et la pauvreté ont accentué l'ampleur de la violence au Burundi. En 2002, près d'un quart des femmes âgées de 20 à 54 ans ont déclaré avoir subi au moins une forme de violence au cours de leur vie, qu'il s'agisse de violences physiques, de privation de biens ou de liberté, de violences psychologiques ou de violences sexuelles, le plus souvent dans un cadre familial. Le décès parental précoce peut s'accompagner d'un accroissement de la vulnérabilité des enfants face à la violence. En effet, sans protection, les jeunes orphelins peuvent constituer des « cibles faciles » pour les auteurs de violences qui craignent alors moins les éventuelles représailles et châtiments. Il est également possible que les membres des ménages qui accueillent les jeunes orphelins ne les traitent pas de la même manière que les enfants avec lesquels ils partagent un lien de parenté moins éloigné. Enfin, il se peut que l'expérience du décès d'au moins un parent en période de crise sociopolitique constitue un indicateur indirect de l'exposition des enfants à diverses situations de danger et de violence.

26 En utilisant les informations sur les violences déclarées par les femmes âgées de 14 ans ou plus en 2002, il s'agit ici de déterminer s'il existe une relation entre l'expérience précoce du décès d'au moins un parent et le risque pour les femmes d'avoir subi des violences au cours de l'enfance et/ou de l'adolescence.

27 Certainement sous-estimée, la proportion de Burundaises ayant déclaré avoir été victimes de violence au cours de leur enfance ou de leur adolescence est assez faible. Toutes générations confondues, seuls 5 % des femmes ont déclaré avoir vécu des violences au cours de ces périodes. Ce pourcentage varie peu selon le milieu de résidence (tableau 4). La plupart des violences subies lors de l'enfance ou de l'adolescence sont survenues au cours de la vie quotidienne, c'est-à-dire sans lien direct avec le conflit armé³. Seul 1/8 des violences vécues par les femmes pendant ces périodes sont directement liées à la crise, qu'il s'agisse par exemple de viol, de séquestration, de blessures ou de menaces liées à la guerre.

28 Dans les camps de déplacés, les orphelines de deux parents et, dans une moindre mesure, les semi-orphelines de mère qui le sont devenues avant 15 ans sont proportionnellement un peu plus nombreuses que les femmes dont les deux parents sont en vie à déclarer avoir subi des violences dans leur jeunesse (respectivement 12 % et 7 % contre 5 %). À l'exception de ces quelques écarts mineurs, il ne semble pas exister
de différences significatives dans les proportions de femmes ayant vécu au moins une forme de violence durant leur enfance ou leur adolescence, selon qu'elles aient ou non connu le décès précoce d'au moins un parent.

<table><caption>Tableau 4. Proportion de femmes ayant déclaré au moins une forme de violence au cours de l'enfance ou de l'adolescence selon l'expérience du décès d'au moins un parent avant 15 ans par milieu de résidence (en %).</caption><thead><tr><th rowspan="2">Milieu de résidence</th><th colspan="4">Situation à 15 ans</th><th rowspan="2">Ensemble<br>(n =<br>6 705)</th></tr><tr><th>Père<br>décédé<br>(n = 1 346)</th><th>Mère<br>décédée<br>(n = 522)</th><th>2 parents<br>décédés<br>(n = 419)</th><th>2 parents en<br>vie<br>(n = 4 418)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Camp<br>(n = 3 135)</td><td>5,9</td><td>7,2</td><td>11,8</td><td>5,0</td><td>5,9</td></tr><tr><td>Rural<br>(n = 2 577)</td><td>7,2</td><td>5,6</td><td>4,0</td><td>6,8</td><td>6,7</td></tr><tr><td>Urbain<br>(n = 993)</td><td>2,9</td><td>8,4</td><td>2,5</td><td>6,0</td><td>5,2</td></tr><tr><td>Tous<br>milieux<br>confondus<br>(n = 6 705)</td><td>6,7</td><td>5,9</td><td>4,5</td><td>6,7</td><td>6,5</td></tr></tbody></table>

**Lecture** : Parmi les femmes vivant dans les camps de déplacés, 5,9 % de celles ayant perdu leur père avant 15 ans ont déclaré avoir subi des violences dans leur jeunesse contre 7,2 % de celles ayant perdu leur mère, 11,8 % de celles dont les deux parents sont décédés et 5 % des femmes dont les parents étaient en vie à leur quinzième anniversaire.

**Champ** : Femmes âgées de 20 à 54 ans en 2002 interrogées sur les violences vécues (n = 6 705).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

29 Afin d'évaluer l'effet net du décès parental précoce sur le risque pour les femmes d'avoir subi des violences dans leur jeunesse, des modèles multiniveaux tenant compte du plan de sondage par grappe de l'enquête ESDSR 2002 ont été appliqués pour différents âges au décès d'un ou des deux parents (figure 3). La valeur de la variance intergrappes et les paramètres estimés pour les variables de contrôle figurent en annexe (voir annexe 2).

30 Bien que la variance intergrappes soit significative dans le modèle multiniveaux, sa contribution à la variabilité totale du risque d'avoir subi des violences reste faible (5,5 %), indiquant que l'essentiel des différences s'observe au sein des grappes de l'enquête plutôt qu'entre elles.

31 Certainement en raison d'un phénomène d'omission ou de minimisation des violences subies dans la jeunesse, les femmes âgées déclarent significativement moins souvent que les plus jeunes avoir connu au moins une forme de violence durant leur enfance ou leur adolescence. L'appartenance religieuse des enquêtées n'a pas d'effet significatif sur le risque étudié. En revanche, les femmes dont la mère avait moins de 20 ans à leur naissance déclarent plus fréquemment avoir subi des violences durant leur jeunesse. Cela pourrait refléter une plus grande exposition aux violences dans les milieux les plus défavorisés ou encore une éducation plus stricte pour les aînées par rapport aux
cadettes. Les femmes résidant en zone urbaine déclarent moins souvent avoir été victimes de violence dans leur jeunesse.

32

Concernant l'influence de l'orphelinage précoce (figure 3), seule la perte des deux parents avant 15, 18, 20 ou 25 ans paraît être associée à un risque particulier pour les Burundaises d'avoir vécu des violences au cours de leur enfance ou de leur adolescence.

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Figure 3. Risque d'avoir connu au moins une forme de violence au cours de l'enfance ou de l'adolescence - Femmes nées au Burundi âgées de 15-49 ans en 2002. Paramètres estimés (odds ratios et intervalles de confiance à 95 %) par les modèles multiniveaux pour la variable d'intérêt principal.</figcaption></figure>

**Note de lecture** : P : Père décédé, M : Mère décédée, A : Deux parents décédés. Les barres surlignées en gras indiquent que la différence par rapport aux femmes dont les 2 parents sont survivants est, toutes choses égales par ailleurs, significative au seuil de 5 %. Une fois la valeur de toutes les autres variables du modèle maintenues constantes, la perte d'un ou des deux parents avant 5 ans ne modifie pas significativement le risque d'avoir connu au moins une forme de violence au cours de l'enfance ou de l'adolescence.

**Champ** : Femmes âgées de 15 à 49 ans interrogées sur les violences subies (n = 6 219). Les effectifs des orphelins de chaque type et âge figurent en annexe (voir annexe 3).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

## V- L'influence du décès d'au moins un parent sur l'entrée dans la vie reproductive des filles qui en ont fait l'expérience précocement

33

Au Burundi, les enfants sont considérés comme une source de richesse, et la naissance du premier enfant constitue un événement quasiment universel (Manirakiza, 2008). En 2002, la quasi-totalité des individus, hommes et femmes, ayant atteint l'âge de 35 ans ont eu un premier enfant, le plus souvent dans le mariage, cadre socialement accepté de la sexualité. Comparé à d'autres pays d'Afrique, l'âge moyen à la première naissance est relativement élevé au Burundi. Il est estimé à environ 22-23 ans pour les femmes et 26-27 ans pour les hommes des générations 1960-1969⁴.
34

La disparition précoce d'au moins un parent peut influencer l'âge à la première maternité en avançant ou, au contraire, en retardant ce calendrier pour les individus concernés. Par exemple, l'expérience d'une perte parentale précoce pourrait favoriser une entrée plus rapide dans la vie sexuelle et/ou conjugale, en particulier pour les filles orphelines (Chae, 2011 ; Palermo et Peterman, 2009 ; Gregson et al., 2005). Cependant, cet événement pourrait aussi retarder l'entrée dans la vie reproductive, notamment si les enfants orphelins - et plus spécifiquement les filles - doivent assumer une partie des responsabilités du parent décédé, comme l'éducation des plus jeunes frères et sœurs.

35

Le calcul de la proportion de personnes ayant eu un premier enfant avant 20 ans pour les femmes et avant 25 ans pour les hommes, en fonction de l'âge au décès d'au moins un parent, révèle que les femmes qui ont connu précocement le décès d'au moins un parent ont eu un premier enfant plus tôt que celles qui n'ont pas fait cette expérience. Ce raccourcissement du calendrier de la fécondité de rang 1 est d'autant plus marqué lorsque le décès parental est survenu très tôt dans le parcours de vie des femmes (figure 4).

36

Pour les hommes, l'âge à la première naissance est plus bas pour ceux ayant perdu leurs deux parents dans les générations 1966-1977. En revanche, pour les générations masculines 1953-1966, l'expérience très précoce du décès des deux parents semble produire un effet inverse à celui observé pour la génération 1966-1977. Comparés aux hommes dont les deux parents sont restés en vie jusqu'à leur quinzième anniversaire, ceux ayant perdu leurs deux parents avant cet âge ont eu un premier enfant plus tardivement.

<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Figure 4. Proportion de personnes ayant eu un enfant avant 20 ans pour les femmes et avant 25 ans pour les hommes selon le groupe d'âge au moment du décès d'au moins un parent et le groupe de générations (en %).</figcaption></figure>

**Lecture :** Parmi les femmes issues des générations 1953-1966, 36 % des orphelines de mère et des orphelines de père à 5 ans ont eu un premier enfant avant 20 ans, contre 59 % des orphelines de deux parents à 5 ans et 26 % des femmes dont les deux parents étaient en vie à 5 ans. Parmi les hommes des mêmes générations, la proportion de ceux ayant eu un premier enfant avant 25 ans atteint 31 % pour les orphelins de père à 5 ans, 41 % pour les orphelins de mère, 4 % pour les orphelins de deux parents, contre 34 % pour les hommes dont les deux parents étaient en vie à 5 ans.

**Champ :** Femmes et hommes enquêtés à l'ESDSR (n = 9 341 dont 6 006 femmes et 3 335 hommes).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.
37

Afin d'évaluer l'effet propre de l'expérience précoce du décès du père, de la mère ou des deux parents sur le calendrier de la fécondité de rang 1, des modèles de Cox sont réalisés séparément pour les hommes et pour les femmes. Le tableau 5 présente, pour chaque sexe, les rapports de risque associés à l'ensemble des variables de contrôle introduites dans les modèles ainsi que les estimations concernant l'influence de la perte d'au moins un parent avant l'âge de 10 ans et, entre 10 et 20 ans pour les femmes, ou entre 10 et 25 ans pour les hommes.

<table><caption>Tableau 5. Avoir un premier enfant avant 20 ans pour les femmes et avant 25 ans pour les hommes. Rapports de risque estimés par les modèles de Cox.</caption><thead><tr><th></th><th>Femme</th><th>Homme</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Survie des parents au cours de l'enfance (à 10 ans)</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Les deux parents en vie à 10 ans</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr><tr><td>Père décédé</td><td>1,34***(0,05)</td><td>1,14 (0,07)</td></tr><tr><td>Mère décédée</td><td>1,32***(0,07)</td><td>1,1 (0,1)</td></tr><tr><td>Deux parents décédés</td><td>2,04* (0,11)</td><td>0,86 (0,16)</td></tr><tr><td><strong>Survie des parents au cours de l'adolescence (1)</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Père décédé</td><td>1,15 (0,05)</td><td>1,06 (0,05)</td></tr><tr><td>Mère décédée</td><td>1,15 (0,08)</td><td>1,02 (0,08)</td></tr><tr><td>Deux parents décédés</td><td>0,98 (0,08)</td><td>1,36***(0,07)</td></tr><tr><td>Deux parents survivants à 20 ans (femmes) et 25 ans (hommes)</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr><tr><td><strong>Sous-milieu de résidence en 2002</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Centre</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr><tr><td>Nord</td><td>1,27***(0,04)</td><td>1,29***(0,04)</td></tr><tr><td>Sud</td><td>0,99 (0,05)</td><td>1,04 (0,07)</td></tr><tr><td>Camp A</td><td>1,09 (0,09)</td><td>1,14 (0,13)</td></tr><tr><td>Camp B</td><td>1,31* (0,12)</td><td>1,23 (0,15)</td></tr><tr><td>Camp C</td><td>1,32* (0,13)</td><td>1,28 (0,16)</td></tr><tr><td>Urbain</td><td>1,31* (0,1)</td><td>0,91 (0,14)</td></tr><tr><td><strong>Mobilité provinciale entre la naissance et la date de l'enquête</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Pas de mobilité</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr></tbody></table>
<table><tr><td>S'est déplacé vers la capitale</td><td>0,95 (0,12)</td><td>0,85 (0,15)</td></tr><tr><td>A changé de province au sein du milieu rural</td><td>1,2* (0,05)</td><td>0,99 (0,08)</td></tr><tr><td>S'est déplacé de la capitale vers une autre province</td><td>1,46 (0,36)</td><td>0,23 (2,47)</td></tr><tr><td><strong>Groupe de générations</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>1953-1962</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr><tr><td>1963-1972</td><td>0,92* (0,04)</td><td>0,92* (0,04)</td></tr><tr><td>Après 1972</td><td>0,8*** (0,04)</td><td>0,91* (0,05)</td></tr><tr><td><strong>Mère âgée de moins de 20 ans à la naissance de l'enquêté</strong></td><td>1,21*** (0,04)</td><td>0,9 (0,1)</td></tr><tr><td><strong>Religion</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Catholique</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr><tr><td>Protestant</td><td>1,29*** (0,04)</td><td>1,26*** (0,05)</td></tr><tr><td>Musulman</td><td>1,78*** (0,11)</td><td>1,38* (0,15)</td></tr><tr><td>Autre</td><td>1,36** (0,11)</td><td>0,94 (0,05)</td></tr><tr><td><strong>Niveau d'instruction</strong></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Sans instruction</td><td>Ref.</td><td>Ref.</td></tr><tr><td>Yaga Mukama</td><td>0,98 (0,21)</td><td>1,21*** (0,05)</td></tr><tr><td>Primaire</td><td>0,87*** (0,05)</td><td>1,1 (0,05)</td></tr><tr><td>Secondaire</td><td>0,47*** (0,09)</td><td>0,6*** (0,1)</td></tr><tr><td>Supérieure</td><td>0,37*** (0,19)</td><td>0,53*** (0,17)</td></tr><tr><td>N</td><td>7 849 (2 840 censurés)</td><td>5 884 (2 833 censurés)</td></tr><tr><td>Ratio de vraisemblance</td><td>483,07</td><td>281,94</td></tr><tr><td>Score</td><td>484,76</td><td>259,08</td></tr></table>

(1) : Entre 10 et 19 ans pour les femmes, entre 10 et 24 ans pour les hommes.

* : <5 % ; ***<1 %. Les écarts-types des paramètres estimés figurent entre parenthèses.
Ref. : Modalité de référence.

**Lecture** : Une fois les valeurs de toutes les variables du modèle maintenues constantes, les femmes ayant perdu leur père avant 10 ans ont 34 % de chances supplémentaires d'avoir un premier enfant avant 20 ans par rapport à celles ayant eu leurs deux parents en vie jusqu'à 20 ans, tandis que la perte du père avant 10 ans n'est pas significativement associée à la survenue du premier enfant avant 25 ans chez les hommes.

**Champ** : Femmes (n = 7 849) et hommes (n = 5 884) âgés de 15-49 ans en 2002.

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

38 Toutes choses égales par ailleurs, l'arrivée du premier enfant est plus précoce pour les habitants d'une province rurale du Nord que pour ceux d'une région rurale du Centre du Burundi. Par rapport aux générations 1953-1962, le calendrier de la fécondité de rang 1 est plus tardif pour les générations les plus récentes. Les femmes dont la mère avait moins de 20 ans à leur naissance ont eu un premier enfant plus tôt que les autres. Toutes autres caractéristiques étant égales par ailleurs, les musulmans, les protestants et les personnes se déclarant d'une autre religion que la religion catholique ont un calendrier de fécondité de rang 1 plus resserré que celui des catholiques. Le niveau d'instruction est fortement lié à l'âge du premier enfant : les individus ayant suivi un enseignement formel, en particulier un enseignement secondaire, ont eu leur premier enfant plus tardivement que ceux n'ayant reçu aucune instruction.

39 Concernant l'influence de l'orphelinage précoce, les résultats obtenus pour les femmes confirment les observations issues des statistiques descriptives. Il existe une relation forte entre l'expérience précoce du décès d'un parent – qu'il s'agisse du père, de la mère ou des deux – avant 10 ans et l'âge à la première maternité. Par rapport aux femmes dont les deux parents étaient encore en vie à 20 ans, celles ayant perdu au moins un parent très tôt ont eu un premier enfant plus précocement. En revanche, toutes choses égales par ailleurs, la perte d'un parent entre 10 et 20 ans n'a aucun effet significatif sur le calendrier de la fécondité de rang 1 des femmes. Chez les hommes, le lien entre l'expérience précoce du décès d'au moins un parent et l'âge à l'entrée dans la vie féconde est sensiblement moins marqué. Toutes autres caractéristiques étant égales par ailleurs, la perte d'un parent au cours de l'enfance (avant 10 ans) n'influe pas sur la précocité du calendrier de la fécondité masculine de rang 1. En revanche, par rapport aux hommes dont les deux parents étaient en vie, seule l'expérience du décès du dernier parent survivant entre 10 et 25 ans réduit significativement l'âge à la naissance du premier enfant.

Conclusion

40 En temps de paix, il existe de fortes inégalités entre les sexes au Burundi (Muchiri et Paul, 2023). Les conflits violents ont rarement des impacts neutres en termes de genre (Buvinic et al., 2013). Durant la guerre, les femmes sont fréquemment des cibles privilégiées de la violence, notamment sexuelle, et elles sont assez souvent amenées à gérer seules les conséquences de la déstructuration des ménages, dans un contexte où les représentations sociales ne leur sont pas toujours favorables (Human Right Watch, 2003). Cette recherche vise à examiner l'influence du genre sur la relation entre l'expérience précoce du décès parental et différents événements du parcours de vie (scolarisation, risque d'avoir connu des violences et entrée dans la vie reproductive) dans le contexte de la crise sociopolitique burundaise. Les conclusions sont nuancées.
Les filles qui ont connu précocement le décès d'au moins un parent ne sont pas davantage discriminées que les garçons qui ont fait la même expérience en termes de sous-scolarisation par rapport aux enfants dont les deux parents sont en vie. Cette observation rejoint les résultats d'une recherche révélant l'absence d'effet de la crise sociopolitique sur l'ampleur des différences de scolarisation entre les sexes au Burundi (Verwimp et Bavel, 2014). En revanche, avoir connu le décès de ses deux parents avant 15, 18, 20 ou 25 ans accroît le risque des filles d'avoir subi des violences au cours de l'enfance et de l'adolescence par rapport à celles dont les deux parents sont encore en vie. De même, l'expérience du décès d'au moins un parent avant 10 ans accélère l'entrée des filles dans la vie reproductive par rapport à celles dont les deux parents sont en vie. Le calendrier de la première naissance est en revanche peu influencé par l'expérience précoce du décès parental pour les garçons.

Plusieurs biais sont toutefois susceptibles d'entacher les résultats de ce travail.

41

La possibilité de saisir les caractéristiques de l'environnement des individus au cours de l'enfance pour dégager l'effet « net » de l'expérience précoce du décès parental sur le parcours de vie est limitée et varie selon la génération d'orphelins pour laquelle les analyses sont réalisées. L'étude de l'influence de l'expérience précoce sur la trajectoire scolaire est menée auprès des enquêtés âgés de moins de 18 ans en 2002. Ces derniers sont encore majoritairement sous la dépendance d'une tierce personne au moment de l'enquête, mais les caractéristiques de l'environnement et des ménages qui sont mesurées en 2002 ne reflètent pas nécessairement celles de leur ménage d'origine. L'examen du risque de subir des violences ou d'entrer précocement dans la vie reproductive est réalisé auprès d'enquêtés dont la majorité ont pris leur indépendance résidentielle en 2002. Dans ce cas, les données ne fournissent aucun renseignement concernant les conditions de vie et les événements vécus au cours de l'enfance qui, indépendamment du décès d'au moins un parent, sont susceptibles d'avoir eu un effet sur le parcours de vie (origine sociale, mobilité, changement de ménage, expérience d'une recomposition familiale, etc.). Il est donc possible que certaines caractéristiques d'origine associées à l'expérience précoce du décès parental et à un parcours de vie spécifique ne soient pas correctement contrôlées dans l'analyse.

42

Par ailleurs, l'autodéclaration des violences vécues par les enquêtées au cours de l'enfance ou de l'adolescence entraîne un risque de biais sous-estimateur du phénomène par honte ou par peur des représailles. Ce biais peut être d'autant plus accusé qu'il est possible que certaines femmes, aujourd'hui adultes, relativisent l'ampleur des violences auxquelles elles ont été confrontées dans leur jeunesse face à la dimension de celles qu'elles ont vécues par la suite. En outre, en situation de crise sociopolitique, la corrélation probable entre la mortalité familiale et la violence vécue peut conduire à sous-estimer l'ampleur de la relation entre l'expérience précoce du décès parental et le fait d'avoir été victime de violence.

43

Enfin, il est possible que d'autres facteurs interagissent avec le genre pour moduler l'influence de l'expérience précoce du décès parental sur le parcours de vie. Les différences de destin entre les filles et les garçons orphelins pourraient par exemple varier en fonction du niveau socioéconomique d'origine du ménage.

44
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## ANNEXES

<table><caption>Annexe 1. Paramètres estimés (odds ratios et écarts-types) par le modèle multiniveaux pour les variables explicatives retenues - Être scolarisé à 7-17 ans en 2002.</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Odds ratio (écart-type)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td></td><td>-9,31***<br>(0,43)</td></tr><tr><td colspan="3"><strong>Caractéristiques individuelles de l'enfant</strong></td></tr><tr><td>Âge</td><td></td><td>4,48***<br>(0,07)</td></tr><tr><td>Âge au carré</td><td></td><td>0,94***<br>(0,02)</td></tr><tr><td>Genre (Ref. : Garçon)</td><td></td><td>0,59***<br>(0,05)</td></tr><tr><td>Appartenance religieuse (Ref. : Catholique)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Protestant</td><td></td><td>0,94<br>(0,07)</td></tr><tr><td>Musulman</td><td></td><td>0,73<br>(0,07)</td></tr><tr><td>Autres</td><td></td><td>0,54***<br>(0,14)</td></tr><tr><td>Recours à l'assistance humanitaire</td><td></td><td>1,16<br>(0,1)</td></tr><tr><td colspan="3"><strong>Caractéristiques du ménage</strong></td></tr><tr><td>Genre du chef de ménage (Ref. : Homme)</td><td></td><td>1,16*<br>(0,06)</td></tr><tr><td>Niveau d'instruction du chef de ménage (Ref. : Primaire complété)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Inférieur au primaire complet</td><td></td><td>1,43***<br>(0,06)</td></tr><tr><td>Au-delà du niveau primaire</td><td></td><td>2,51***<br>(0,11)</td></tr><tr><td>Quartile de richesse (Ref. : Quartile 1)</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Quartile 2</td><td></td><td>1,63***<br>(0,08)</td></tr><tr><td>Quartile 3</td><td></td><td>1,84***<br>(0,08)</td></tr><tr><td>Quartile 4</td><td></td><td>2,25***<br>(0,08)</td></tr></tbody></table>
<table><thead><tr><th colspan="3">Évolution de la possession de vaches entre 1992 et 2002 (Ref. : Aucune vache aux deux dates)</th></tr></thead><tbody><tr><td></td><td>Vache(s) détenue(s) aux deux dates</td><td>1,65***(0,14)</td></tr><tr><td></td><td>Vache(s) en 1992, mais pas en 2002</td><td>1,48***(0,07)</td></tr><tr><td></td><td>Autres situations</td><td>1,46 (0,07)</td></tr><tr><td></td><td>Accès à l'eau via une rivière, un lac ou un ruisseau</td><td>1,08 (0,21)</td></tr><tr><td></td><td>Nombre de femmes du ménage de 18 ans ou plus</td><td>1,20***(0,05)</td></tr><tr><td></td><td>Présence d'un parent biologique dans le ménage et/ou d'un membre de la fratrie biologique</td><td>1,17 (0,09)</td></tr><tr><td></td><td>Présence d'enfant de moins de 15 ans biologiquement lié au chef de ménage, mais qui, au mieux, n'est qu'un demi-frère ou une demi-sœur</td><td>0,58***(0,1)</td></tr><tr><td colspan="3">Sous-milieu de résidence en 2002 (Ref. : Centre)</td></tr><tr><td></td><td>Camp A</td><td>1,82***(0,18)</td></tr><tr><td></td><td>Camp B</td><td>2,08***(0,18)</td></tr><tr><td></td><td>Camp C</td><td>1,36 (0,24)</td></tr><tr><td></td><td>Nord</td><td>0,68* (0,18)</td></tr><tr><td></td><td>Sud</td><td>1,39 (0,27)</td></tr><tr><td></td><td>Urbain</td><td>11,47***(0,26)</td></tr><tr><td colspan="2">Variance des constantes de niveau 2</td><td>0,53***(0,08)</td></tr><tr><td colspan="2">Coefficient de corrélation interne (CCI en %)</td><td>13,87</td></tr><tr><td colspan="2">N</td><td>10 978</td></tr><tr><td colspan="2">-2 loglikelihood (sans covariable)</td><td>11 657</td></tr><tr><td colspan="2">-2 loglikelihood (avec covariables)</td><td>10 272</td></tr><tr><td colspan="2">AIC</td><td>10 328</td></tr></tbody></table>

Note de lecture : * : < 5 % ; ***< 1 %. Le coefficient de corrélation interne (CCI) fournit la part de la variance totale du phénomène qui s'explique par les caractéristiques des grappes de l'enquête ESDSR. Une fois les valeurs de toutes les autres variables du modèle maintenues constantes, les filles ont 40 % de chances de moins que les garçons d'être scolarisées à 7-17 ans en 2002.

Champ : Enfants et jeunes âgés de 7-17 ans au moment de l'ESDSR (n = 10 978).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

Annexe 2. Paramètres estimés (odds ratios et écarts-types) par le modèle multiniveaux pour les variables explicatives retenues - Avoir connu au moins une forme de violence au cours de l'enfance ou de l'adolescence.

<table><tr><td></td><td>Odds ratio (écart-type)</td></tr><tr><td>Constante</td><td>-2,58***(0,15)</td></tr><tr><td colspan="2">Caractéristiques individuelles</td></tr><tr><td>Groupe d'âge (Ref. : 20-29 ans)</td><td></td></tr><tr><td>Moins de 20 ans</td><td>1,32* (0,12)</td></tr></table>
<table><tbody><tr><td></td><td>30-39 ans</td><td>0,53***(0,15)</td></tr><tr><td></td><td>40-49 ans</td><td>0,35***(0,20)</td></tr><tr><td colspan="2">Mère âgée de moins de 20 ans à la naissance</td><td>1,34* (0,14)</td></tr><tr><td colspan="2">Appartenance religieuse (Ref. : Catholique)</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Protestant</td><td>1,02 (0,13)</td></tr><tr><td></td><td>Musulman</td><td>0,83 (0,32)</td></tr><tr><td></td><td>Autres</td><td>1,06 (0,40)</td></tr><tr><td colspan="2">Sous-milieu de résidence en 2002 (Ref. : Centre)</td><td></td></tr><tr><td></td><td>Camp A</td><td>0,80 (0,20)</td></tr><tr><td></td><td>Camp B</td><td>0,99 (0,24)</td></tr><tr><td></td><td>Camp C</td><td>0,69 (0,27)</td></tr><tr><td></td><td>Nord</td><td>0,74 (0,19)</td></tr><tr><td></td><td>Sud</td><td>0,51* (0,34)</td></tr><tr><td></td><td>Urbain</td><td>0,44***(0,24)</td></tr><tr><td colspan="2">Variance des constantes de niveau 2</td><td>0,19***(0,07)</td></tr><tr><td colspan="2">Coefficient de corrélation interne (CCI en %)</td><td>5,5</td></tr><tr><td>N</td><td></td><td>8 191</td></tr><tr><td colspan="2">-2 loglikelihood (sans covariable)</td><td>3 348</td></tr><tr><td colspan="2">-2 loglikelihood (avec covariables)</td><td>3 124</td></tr><tr><td>AIC</td><td></td><td>3 154</td></tr></tbody></table>

Note de lecture : * : < 5 % ; ***< 1 %. Le coefficient de corrélation interne (CCI) fournit la part de la variance totale du phénomène qui s'explique par les caractéristiques des grappes de l'enquête ESDSR. Comparativement aux femmes âgées de 20 à 29 ans, et toutes choses égales par ailleurs, les femmes âgées de 15 à 19 ans présentent un risque 1,3 fois plus élevé d'avoir connu au moins une forme de violence au cours de leur enfance ou de leur adolescence.

Champ : Femmes âgées de 15 à 49 ans interrogées sur les violences subies (n = 6 219).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

Annexe 3. Effectifs d'orphelins de chaque type à différents âges parmi les femmes âgées de 15-49 ans interrogées sur les violences subies.

<table><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Orphelin de</th><th rowspan="2">2 en vie</th></tr><tr><th>Père</th><th>Mère</th><th>2 parents</th></tr></thead><tbody><tr><td>2 ans</td><td>241</td><td>81</td><td>27</td><td>5 870</td></tr><tr><td>5 ans</td><td>451</td><td>196</td><td>67</td><td>5 505</td></tr><tr><td>10 ans</td><td>845</td><td>322</td><td>188</td><td>4 864</td></tr><tr><td>15 ans</td><td>1 275</td><td>496</td><td>397</td><td>4 051</td></tr></tbody></table>
<table><tr><td>18 ans</td><td>1 562</td><td>552</td><td>551</td><td>3 554</td></tr><tr><td>20 ans</td><td>1 678</td><td>596</td><td>656</td><td>3 289</td></tr><tr><td>25 ans</td><td>1 923</td><td>655</td><td>936</td><td>2 705</td></tr></table>

**Lecture :** À 2 ans, 241 femmes étaient orphelines de père, 81 de mère et 27 des deux parents tandis que 5 870 femmes avaient encore leurs deux parents en vie.

**Champ :** Femmes âgées de 15 à 49 ans interrogées sur les violences subies (n = 6 219).

Source : ESDSR 2002, exploitation de l'auteur.

## NOTES

1. Aucun chiffre exact n'est disponible concernant le nombre d'enfants enrôlés dans l'armée burundaise, mais les estimations varient entre 6 000 et 7 000 (Amnesty International, 2004).

2. Au Burundi, la vache a longtemps représenté un critère de richesse.

3. Au moment de l'enquête ESDSR 2002, la guerre civile au Burundi était toujours en cours. Si les violences rapportées par les répondants relèvent du cadre de la vie quotidienne, on ne peut pour autant exclure qu'elles aient été, au moins en partie, influencées par le contexte plus large du conflit, débuté en 1993. Des éléments tels que les déplacements de population, les tensions ethniques ou encore l'aggravation des difficultés économiques, directement liés à la guerre, ont très probablement eu un impact sur les dynamiques interpersonnelles au sein de la société burundaise.

4. À titre comparatif, pour les femmes des générations 1960-1975, cet âge est inférieur à 20 ans au Mali ou au Sénégal.

## RÉSUMÉS

Petit pays de l'Afrique des Grands Lacs, le Burundi a connu, depuis son accession à l'indépendance, un cycle de violences sanglantes répétées : assassinats de présidents, coups d'État et massacres. Parmi ses nombreuses conséquences, la guerre civile déclenchée en 1993 s'est traduite par une augmentation sensible du nombre d'enfants orphelins. Plusieurs travaux ont mis en évidence une influence néfaste du décès d'au moins un parent sur le parcours de vie des enfants qui ont connu cet événement à un jeune âge. À partir de l'exploitation des données de l'Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction (ESDSR) réalisée en 2002 au Burundi, ce travail se propose d'examiner si le décès d'au moins un parent dans le contexte d'une grave crise sociopolitique et d'un système patriarcal et patrilinéaire affecte de façon spécifique le destin des femmes qui en font l'expérience précocement.

Small country in the Great Lakes region of Africa, Burundi has experienced a cycle of repeated bloody violence since gaining independence, including presidential assassinations, coups, and massacres. Among its many consequences, the civil war that broke out in 1993 led to a significant
increase in the number of orphaned children. Several studies have highlighted the detrimental impact of losing at least one parent on the life trajectory of children who experienced this event at a young age. Based on data from the 2002 *Demographic and reproductive health survey (DRHS)* conducted in Burundi, this study aims to examine whether the death of at least one parent in the context of a patriarchal and patrilineal system, coupled with a severe sociopolitical crisis, specifically affects the destiny of women who experience this loss early in life.

## INDEX

**Keywords :** Burundi, crisis, orphan, gender, schooling, violence, entry into reproductive life

**Mots-clés :** Burundi, crise, orphelin, genre, scolarisation, violence, entrée dans la vie reproductive

## AUTEUR

CLAIRE KERSUZAN

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https://idref.fr/169036847

CNRS/Université de Bordeaux, Centre de droit comparé du travail et de la sécurité sociale (COMPTRASEC UMR 5114) ; Maison des sciences de l'homme de Bordeaux (UAR 2004), France

claire.kersuzan@u-bordeaux.fr