# L'automédication en République Démocratique du Congo: choix ou contrainte?

Jacques Rodriguezª, Jean-Michel Wachsberger¹b

ª Univ. Lille, EA 3589 - CeRIES - Centre de recherche « Individus Epreuves Sociétés », F-59000 Lille, France

b Univ. Lille, EA 3589 - CeRIES - Centre de recherche « Individus Epreuves Sociétés », F-59000 Lille, France

UMR 225 DIAL, IRD/Université Paris-Dauphine

## Abstract

Using data from a representative survey (N=11 000) in Democratic Republic of Congo, this article proposes a quantitative approach to self-medication. It reveals that this practice is far more limited than expected, when individuals have to cope with an episode of disease, and tries to explain the choices which led them to this practice. The construction of a multinomial logistic model allows us to compare the determining factors of these decisions, which can be seen as a double alternative: consulting a healthcare professional or resorting to self-medication, and, for those who chose not to consult such professional, being their own doctor or refraining from any therapeutic initiative. Thus, this article shows the economic, geographic, social and cultural restrictions affecting individuals' choices while underlining how they try to free themselves from these.

**Keywords:** Self-Medication, Democratic Republic of the Congo, Therapeutic use, Malaria, Multinomial logistic model.

## Résumé

Fondé sur l'analyse des données produites par l'enquête « I-2-3 » de 2012 en République Démocratique du Congo, cet article propose une approche quantitative de l'automédication. Il fait apparaître le caractère relativement circonscrit de cette pratique dans les déclarations des individus confrontés à un épisode de maladie et tente de rendre compte des choix qui les guident : consulter un professionnel de santé, affirmer recourir à l'automédication, s'abstenir de se soigner ou recourir à l'automédication par défaut. La construction d'un modèle logistique multinomial non-ordonné permet à cet égard de comparer les déterminants de ces décisions, considérées sous la forme d'une double alternative : consulter ou recourir à l'automédication, et, pour ceux qui ne sollicitent pas un professionnel de santé, s'automédiquer ou s'abstenir de toute démarche thérapeutique. L'article pointe ainsi les contraintes (économiques, géographiques, sociales et culturelles) qui pèsent sur ces choix tout en soulignant comment les individus cherchent à s'en affranchir.

**Mots-clés:** Automédication, République Démocratique du Congo, Recours thérapeutique, Paludisme, Modèle logistique multinomial.

<footnote n="1">¹ Correspondance : Jean-Michel Wachsberger, 15 rue de Chabrol, 75010 Paris 33 (0)6 23 61 26 54 jwachsberger96@ensae.org</footnote>
## Introduction

La situation de la République démocratique du Congo (RDC) se révèle très préoccupante à bien des égards. Le pays est en effet secoué par les conflits ethniques de la région du grand rift est-africain, avec leur lot de massacres, d'exactions et de violences, notamment à l'endroit des femmes; il est déstabilisé par d'incessantes luttes de pouvoir et handicapé par de multiples formes de déprédation de ses ressources naturelles, en particulier l'exploitation illégale des minerais par différents groupes armés (Cros, Misser, 2006; Busanya, 2009). Ce pays qui fait figure de véritable « poids lourd » africain – c'est le 11ème État du monde par la superficie, le 2ème d'Afrique, et le 4ème pays le plus peuplé du continent, avec une population estimée à près de 70 millions d'habitants – présente ainsi, en dépit de ses richesses, des indicateurs socio-sanitaires très dégradés: 87% de la population se situe en dessous d'un seuil de pauvreté à 1,25 dollar par individu et par jour; l'espérance de vie moyenne est de 48,7 ans, contre 55 sur le continent; la mortalité infanto-juvénile y est très élevée, de l'ordre de 146 pour mille naissances vivantes (contre 95 dans la région), ce qui représente plus de 400 000 décès par an (Ministère du Plan de RDC/Unicef, 2010); enfin, on note une incidence très forte du paludisme puisque, à l'exception des habitants des régions montagneuses du Nord-Est, l'ensemble de la population (97%) y est exposé (World Health Organisation, 2014). Il s'ensuit que depuis une dizaine d'années, la RDC dispute au Niger la 186ème et dernière place selon l'Indice de Développement Humain établi par le Programme des Nations Unies pour le Développement (PNUD, 2015).

Un tel classement traduit notamment le fait que la RDC dispose d'un système de santé très perfectible, et ce malgré le volontarisme affiché depuis 2001 par les autorités - réorganisation territoriale de l'offre de soins, rationalisation des circuits d'approvisionnement et de distribution des médicaments, amélioration de la formation des professionnels de santé. De fait, ces efforts ne permettent toujours pas d'assurer une prise en charge satisfaisante des problèmes de santé. Les infrastructures, en particulier, restent largement lacunaires: on ne recense dans le pays que 393 hôpitaux généraux, 8 300 centres de santé et seulement 6 000 médecins, c'est-à-dire 1 pour plus de 12 000 habitants (Ministère de la santé publique de RDC, 2010) et, par exemple, deux fois moins que pour la région française du Nord-Pas-de-Calais. L'accès aux soins et le traitement des principales pathologies (paludisme, sida, diarrhées, etc.) se révèlent par conséquent tout à fait insuffisants.

Dans ce contexte, il est intéressant d'examiner ce que font les individus lorsqu'ils sont confrontés à un épisode morbide et la place qu'ils accordent, en particulier, à l'automédication – dont les autorités et les ONG locales rappellent régulièrement les risques, liés notamment à la iatrogénie médicamenteuse. Une étude récente (Mbutiwi Ikwa Ndol et al., 2013), menée à Kinshasa, souligne a priori l'importance (60%) de cette pratique chez des patients urbains éduqués accueillis dans les services d'urgence des centres hospitaliers universitaires (N=391). Cette étude suggère ainsi que l'automédication, entendue comme la consommation de médicaments non prescrits ou recommandés par un professionnel, serait le choix thérapeutique de la majorité de ce public, un choix facilité par la vente libre des médicaments ou plus exactement le non-respect de la règlementation sur la vente de produits pharmaceutiques<fnref n="2" />. De tels résultats, qui font écho à une précédente étude (Manzambi, 2009), ne surprennent guère a priori dès lors que les médicaments sont aisément accessibles tandis que les professionnels de santé sont à la fois peu nombreux et coûteux (Ministère de la santé de RDC, 2011). Nous verrons pourtant que cette pratique est en réalité bien moins répandue dans la métropole kinoise, et même dans les autres régions de la RDC.

Cet article a pour objectif de mieux saisir les contours de cette pratique en posant les bases d'une analyse quantitative de l'automédication en RDC. Celle-ci permet à la fois de préciser l'ampleur et les caractéristiques du phénomène, mais aussi d'étudier les logiques de choix mises en œuvre par les individus: consulter, recourir volontairement à l'automédication ou y recourir pas défaut ou s'abstenir de toute démarche de soin. Dans la section suivante nous présentons une brève revue de la littérature sur l'automédication et les hypothèses de l'étude. La méthodologie de l'analyse et les résultats de l'étude sont ensuite exposés, avant de terminer par une discussion et une conclusion.

## Revue de la littérature et hypothèses

La connaissance statistique de l'automédication est encore très lacunaire en Afrique subsaharienne où le marché informel des médicaments est pourtant

<footnote n="2">² Depuis 2011, la vente libre (sans prescription médicale) de médicaments est officiellement interdite en RDC. Des médicaments sont néanmoins librement accessibles dans les nombreuses « mini-pharmacies » informelles, et sur certaines places (Wenze Phar) ou marchés. L'opération Mpili menée par Interpol contre la criminalité pharmaceutique à Kinshasa en juin 2013 a par exemple révélé qu'il n'y avait dans la capitale « pour environ 10 millions d'habitants, que 2 000 pharmacies officielles contre 5 000 non répertoriées à l'Ordre des pharmaciens » (Office Congolais de Contrôle, 2013).</footnote>
florissant, tout particulièrement en Afrique francophone (Baxerres, 2011, 2013). Cette connaissance se heurte évidemment à la disponibilité des données. Lorsqu'elles existent, elles ont le plus souvent été collectées localement, au niveau d'un ou plusieurs centre(s) de santé ou sur un territoire spécifique et/ou pour une maladie particulière, sans qu'il ne soit alors possible de savoir si ces informations peuvent être inférées à un niveau géographique plus large et à l'ensemble des épisodes morbides. Toutes les études en signalent ainsi la fréquence, mais les résultats diffèrent sensiblement des unes aux autres. Pour ne prendre que le cas de la Côte d'Ivoire, sur 2064 ménages du quartier de Yopougon (Abidjan) interrogés en 2007, 27 % des chefs de ménage et 40 % des enfants avaient eu recours à l'automédication (Tapé, 2007) alors que, dans la ville de Bouaké, c'est 87 % des membres des 162 ménages interrogés qui s'étaient soignés eux-mêmes (et pour le paludisme) en 2001 (Dossou-Yovo et al., 2001). Pour la RDC, il n'existait pas, avant notre étude, de données nationales sur cette pratique. Mbutiwi Ikwa Ndol et al. (2013) l'ont évalué, à partir d'un échantillon ciblé à Kinshasa, à 60% des adultes. Menant une étude sur l'automédication aux antipaludiques dans une commune de Kisangani, Tshomba et al. (2013) ont indiqué, eux, que près de 90 % des responsables de ménage y avaient eu recours.

Les analyses quantitatives spécifiquement centrées sur les déterminants de l'automédication en contexte africain sont, elles aussi, peu nombreuses. Cette question est néanmoins abordée indirectement dans un grand nombre d'études portant plus généralement sur les déterminants des comportements thérapeutiques, analysés comme un choix entre recours aux services « modernes » de santé (centre ou poste de santé, hôpital), aux guérisseurs et tradipraticiens ou à l'automédication (« moderne » ou « traditionnelle »). Dans cette perspective, deux grands types d'explications ont été apportés : les premiers renvoient à la culture des individus tandis que les seconds mentionnent leurs conditions socio-économiques et les caractéristiques du système de santé.

Le choix d'une pratique thérapeutique peut dépendre de l'interprétation que les populations se font des causes de la maladie. Les croyances étiologiques (Augé et Herzlich, 1983) peuvent en effet attribuer certaines maladies (plus exactement certains symptômes) à un agent extérieur à la personne (esprit, sorcier) quand d'autres sont attribuées à la nature, ce qui conditionne évidemment le choix du thérapeute (Akoto, 1993; Liefooghe et al., 1997, Adjamagbo et al., 1999). Cette interprétation ne dépend pas par ailleurs des seuls

symptômes, mais aussi de la perception de la gravité de la maladie (Baxerres et Le Hesran, 2004). Lorsqu'une maladie résiste par exemple à une pratique de soin, le sens qu'on lui donne peut s'infléchir et amener les individus à modifier leur parcours thérapeutique. Cette influence culturelle pourrait ainsi expliquer les différences significatives constatées parfois dans les recours thérapeutiques entre les membres de groupes socio-linguistiques différents (Cantrelle et al., 1986; Fournier et Haddad, 1995). La religion peut aussi influer sur les comportements. L'Islam pourrait ainsi favoriser le recours à la médecine « traditionnelle » quand la religion chrétienne inciterait au contraire à la considérer comme une pratique anti-religieuse (Akoto et al., 2002). Enfin, l'interprétation de la maladie et les pratiques de soins peuvent être modifiées par le niveau d'éducation, notamment celui des mères qui ont souvent un pouvoir prescripteur pour leurs enfants (Cantrelle et al., 1986). Se pose alors la question du seuil d'instruction au-delà duquel les comportements sont modifiés (Akoto, Tabutin, 1989). Le sens dans lequel joue le niveau d'éducation n'est cependant pas tranché. Si, pour certaines études, il pousserait plutôt à consulter les représentants de la biomédecine, d'autres recherches indiquent qu'il pourrait, à l'inverse, ouvrir l'espace des choix thérapeutiques (Yaba et al., 2014).

Mais les parcours thérapeutiques peuvent aussi dépendre des conditions socio-économiques des individus et du système de soin. Le niveau de ressources du ménage conditionne bien évidemment le choix des pratiques, lesquelles ne nécessitent pas toutes les mêmes investissements (déplacement, coût des soins). Les plus pauvres sont ainsi davantage incités à recourir à la médecine « traditionnelle » ou à l'automédication. Là encore, certaines études, pointant le rôle des femmes en matière de santé, insistent sur l'importance de leur autonomie financière (Adjamagbo et al., 1999). Cette insistance amène alors à porter une attention particulière aux effets des statuts familiaux qui déterminent, y compris à l'égard des soins, des droits et devoirs différents (Franckel, 2004; Lompo, 2013). Dans certaines sociétés par exemple, quand la paternité sociale est plus importante que la paternité biologique, les enfants nés hors de l'union conjugale peuvent être moins bien soignés (Akoto, 1993). L'âge, le sexe et le statut dans l'emploi peuvent aussi être des facteurs explicatifs des pratiques de soin. A partir d'une analyse économétrique, Tapé (2007) montre ainsi que les personnes âgées recourent plus fréquemment à l'automédication. Enfin les caractéristiques du système de santé peuvent aussi influer sur les pratiques. En zone urbaine, la consultation dans les services de santé « moderne »
est en général facilitée par leur proximité, même si un accès aisé aux médicaments et un plus grand sentiment de compétence médicale parmi les urbains pourraient aussi favoriser l'automédication (Nikiéma et al., 2011). D'une façon générale, le coût des soins et leur qualité peuvent également conditionner les choix des individus en la matière.

Si les travaux précédents ne se centrent pas spécifiquement sur l'explication de l'automédication, ils suggèrent cependant des pistes pour son analyse. A cet égard, nous faisons l'hypothèse, d'une part que ces différents déterminants pèsent de façon spécifique sur le recours à l'automédication et, d'autre part, qu'ils n'agissent pas de façon exclusive les uns des autres mais au contraire qu'ils se complètent, voire se renforcent. Comme les autres pratiques de soin, l'automédication pourrait ainsi relever d'un choix rationnel n'échappant cependant pas aux logiques socio-culturelles.

# Méthodologie

## Données

Nous avons procédé à une utilisation secondaire des données de l'enquête « 1-2-3 » menée par l'Institut National de la Statistique de la République Démocratique du Congo en 2012. Il s'agit d'une enquête nationale en trois phases : ménage et emploi, secteur informel, consommation. Pour la partie « ménage » de la phase 1, plus de 21 000 ménages comprenant plus de 111 000 individus, ont été interrogés, ce qui permet de disposer d'un stock de données d'une grande richesse venant en partie pallier les défaillances de l'information statistique sur les pays africains (Jerven, 2013). La méthode d'échantillonnage retenue a été un tirage aléatoire stratifié par province (26 provinces) et par milieu (trois milieux : villes statutaires, cités<fnref n="3" />, territoires ruraux) à deux ou trois degrés (selon le milieu) : tirage aléatoire de secteurs constituant les unités primaires de sondage, tirage aléatoire de quartiers ou villages dans ces secteurs, tirage systématique de ménages dans ces quartiers ou villages (après dénombrement des ménages). Un adulte du ménage répondait alors aux questions concernant l'ensemble des membres. Le volet « santé » de l'enquête (phase 1), qui, précisons-le, n'a pas été conçu pour traiter précisément de l'automédication, donne en particulier accès à une information détaillée sur 29 070 individus ayant déclaré un problème de santé dans les quatre semaines précédant la passation du questionnaire (soit 26 % de la population enquêtée).

Il leur était notamment demandé s'ils avaient, à cette occasion, consulté soit un service de santé ou un pharmacien, soit un guérisseur ou un tradipraticien, et, à ceux qui ne l'avaient pas fait, la raison principale de cette non-consultation. Sur les 10 348 personnes (36 %) n'ayant pas consulté lors de ce problème de santé, 3 540 ont mis en avant le recours à l'automédication, les autres ayant donné d'autres raisons (coût de la consultation, éloignement, manque de temps, refus d'un membre de la famille, etc.), laissant ainsi penser, soit qu'elles se sont abstenues de toute démarche de soin<fnref n="4" />, soit qu'elles ont recouru par défaut à l'automédication. Nous nous intéressons donc ici à l'automédication en réponse à un problème de santé et non à l'automédication en général qui comprend d'autres pratiques (prévenir les maladies, se purger, se renforcer, etc.).

La réponse « automédication » était cochée par l'enquêteur dès lors que l'enquêté mentionnait une pratique quelconque de soin à domicile sans recourir à un spécialiste. Dans ces conditions, l'automédication ne désigne pas seulement l'acte qui consiste à « consommer de sa propre initiative un médicament sans consulter un médecin », que ce médicament soit acheté pour la circonstance ou déjà disponible dans l'armoire à pharmacie (Fainzang, 2012). Il faut inclure ici le recours aux médecines et à la pharmacopée « traditionnelle ». Au-delà, donc, de l'utilisation de médicaments relevant de la biomédecine, l'automédication renvoie, plus généralement, à la prise de substances dont on attend un effet pharmacologique.

## Variables et méthodes d'analyse

La variable dépendante de l'analyse est le fait de n'avoir ni recouru à un tradipraticien ou guérisseur ni consulté un service de santé, et de s'être soigné seul. Les variables explicatives sont les caractéristiques individuelles (sexe, âge, position dans le ménage, statut matrimonial, niveau d'éducation), les caractéristiques du ménage (taille, âge et niveau d'éducation du chef de ménage et de son conjoint,

<footnote n="4">⁴ Les questions étaient formulées de la façon suivante:</footnote>

<footnote>a) pour chaque personne du ménage ayant eu un problème de santé, ou un accident au cours des quatre dernières semaines : [NOM] a-t-il consulté un service de santé, un guérisseur, un marabout ou un groupe de prière au cours des quatre dernières semaines du fait de ce problème de santé ?</footnote>

<footnote>b) pour les personnes pour qui la réponse à la question précédente était non : Pour quelle raison principale [NOM] n'a-t-il pas consulté ? (modalités de réponse proposées à l'enquêté : Pas nécessaire ; Trop cher ; Trop éloigné ; Automédication ; N'avoir pas de temps/trop occupé ; Peur du résultat ; Refus d'un membre de famille ; Autre à préciser)</footnote>

<footnote n="3">³ Il s'agit là d'une distinction spécifique à La RDC entre des villes dites statutaires (anciennes et en nombre limité) et de nouveaux centres urbanisés appelés « cités ».</footnote>
religion, activité du chef de ménage), les caractéristiques du territoire (provinces, milieu, distance aux infrastructures de santé) et les caractéristiques liées à la santé (type d'affection, gravité, dépenses de santé préalables).

Nous procédons dans un premier temps à l'analyse descriptive du lien entre chacune des variables dépendantes et notre variable d'intérêt, puis nous intégrons ces différentes variables dans un modèle logistique binomial afin d'en mesurer les effets propres (tableau 1). Dans ce modèle, la variable dépendante prend la valeur 1 si la personne ayant eu un problème de santé ou un accident a eu recours à l'automédication ; elle prend la valeur 0 dans le cas contraire. Nous introduisons comme variables explicatives non seulement les caractéristiques sociodémographiques des individus mais encore celles des ménages, en faisant l'hypothèse que l'automédication peut aussi être une pratique collective influencée par l'organisation de la famille. Nous introduisons donc dans notre modèle la taille des ménages et certaines caractéristiques du chef de ménage (sexe, âge, niveau d'éducation, religion d'affiliation, catégorie socio-professionnelle) et de son conjoint (s'il y en a). Nous prenons également en compte les caractéristiques des territoires : province, milieu (urbain/rural), distance aux infrastructures de santé. Enfin, nous contrôlons l'analyse par certaines caractéristiques liées à la santé : nature et gravité des affections, dépenses préventives de santé.

On fait ensuite l'hypothèse que les différentes alternatives (s'automédiquer, consulter ou s'abstenir de se soigner) sont au moment de la décision substituables les unes aux autres, mais qu'il y a différents degré de substitution possible entre ces alternatives. Le choix entre deux alternatives ne dépend en effet pas uniquement des « attributs » de celles-ci pour les individus, mais aussi d'autres caractéristiques (la gravité de la maladie par exemple). Pour mieux comprendre les logiques de ces « choix », il est donc nécessaire d'analyser simultanément les déterminants des trois options possibles. Nous avons, à cette fin, construit un modèle logistique multinomial non ordonné dans lequel la variable expliquée peut prendre les trois modalités ci-dessus (Tableau 3 en annexe). La construction d'un tel modèle est usuelle dans le cas de choix discrets de modes de recours aux soins mais, à notre connaissance, n'a jamais distingué l'automédication comme une modalité spécifique. Par exemple, Eric Arthur (2014) étudiant les choix de traitement pour des enfants atteints de fièvre au Ghana distingue les soins dans le secteur public, ceux dans le secteur privé et une dernière modalité réunissant l'automédication et le recours à la

médecine traditionnelle. Les estimations du modèle nous ont alors permis de mettre en évidence les effets moyens de chaque facteur sur les choix de réaction à un épisode morbide (Tableau 2) en calculant, pour chaque option de recours aux soins, les dérivées moyennes (pour les variables quantitatives) et les différences moyennes (pour les variables nominales) des probabilités prédites par le modèle par rapport à la valeur de référence de la variable explicative – les autres variables étant fixées. C'est ce dernier calcul que nous commentons car il nous permet d'avoir une évaluation plus directe du poids respectif des facteurs explicatifs dans les choix opérés.

# Résultats et discussions

## Résultats descriptifs

L'analyse exploratoire des données fournit des premiers résultats intéressants et, parfois, inattendus. Nous considérons ici les pratiques de soin en distinguant, à partir de l'enquête, trois modalités exclusives (à un moment donné) : consulter un service de santé, un guérisseur, un marabout ou un groupe de prière ; recourir à l'automédication (moderne ou traditionnelle) ; s'abstenir de tout soin. Plus précisément, le questionnaire demande si les individus ont consulté un spécialiste pour leur problème médical et, s'ils ne l'ont pas fait, d'indiquer, parmi une liste de modalités (pas nécessaire, trop cher, manque de temps, trop éloigné, refus d'un membre de la famille, automédication, autre), quelle en était la raison principale. Les individus qui répondent qu'ils se sont auto-soignés, revendiquent donc cette pratique comme un choix positif. Les autres modalités incluent en revanche à la fois des personnes qui ont renoncé à se soigner et des personnes qui ont recouru à l'automédication par contrainte (manque de temps ou de moyens pour consulter), sans l'avoir prioritairement mis en avant. On appellera, dans la suite de ce travail, automédication active ou revendiquée celle qui est enregistrée dans l'enquête, pour bien la distinguer d'une automédication passive ou subie, ici invisibilisée.

Avant tout, l'automédication revendiquée se situe à un niveau très bas, 11% seulement des malades l'ont mentionnée, et elle n'excède jamais 20% en moyenne dans les différentes régions (carte 1). S'il existe à cet égard des contrastes géographiques marqués, elle reste une pratique très minoritaire, tout particulièrement dans la région-capitale. La faible part de cette automédication dans les déclarations des enquêtés est d'abord une conséquence du fort taux de consultation : les deux tiers des malades consultent en effet un professionnel de santé ou
assimilé (carte 2). Mais elle s'explique aussi par l'importance de l'abstention de soins ou de l'automédication passive, 23 % en moyenne (carte 3).

Ensuite, au-delà de la faiblesse du taux d'automédication active, il apparaît que cette

automédication varie selon telle ou telle caractéristique sociodémographique de la population : les patrons (chefs d'entreprises)⁶, par exemple, y recourent deux fois plus que les ouvriers qualifiés, tout comme les catholiques sont plus enclins à se soigner eux-mêmes que les protestants.

<figure><img src="image_1.png" /><figcaption>Carte 1 : Taux d'automédication active</figcaption></figure>

Sources des cartes : enquête 1-2-3, RDC, 2012. Calculs des auteurs.
Cartes réalisées avec le logiciel Mapinfo

<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>Carte 2 : Taux de consultation</figcaption></figure>

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Carte 3 : Taux d'abstention ou d'automédication passive</figcaption></figure>

pratique diffère significativement non seulement selon les territoires mais aussi, dans une moindre mesure, selon le type ou la nature des affections, ou encore selon certainecaractéristiques des individus et des ménages. L'automédication revendiquée est ainsi d'autant plus fréquente que les maladies sont moins invalidantes et n'affectent pas – ou peu – la capacité à travailler des individus ; à l'inverse, elle est plus rare dans le cas de pathologies contagieuses graves comme la fièvre typhoïde<fnref n="5" /> (5%). De même, cette

modalités cochées par l'enquêteur selon les réponses données étaient : Fièvre/Paludisme, Diarrhée, Accident/Blessure, Problème dentaire, Problème de peau, Maladie des yeux, Hypertension, Fièvre typhoïde, Ulcère, ORL, Autre. Il n'appartenait pas à l'enquêteur de nommer la maladie mais seulement de reporter ce que l'enquêté lui disait. Le moindre recours

⁶ Les catégories socio-professionnelles retenues dans l'enquête sont spécifiques au marché du travail dans les pays en développement et tout particulièrement en Afrique. On distingue notamment parmi les non-salariés, les travailleurs à leur propre compte, qui exercent seuls leur activité productive, et les patrons qui ont des salariés.

<footnote n="5">⁵ Pour chaque personne du ménage ayant eu un problème de santé ou un accident au cours des quatre dernières semaines, il était demandé quel avait été le principal problème de santé. Les</footnote>
## Résultats du modèle logistique binomial

Le modèle logistique binomial (Tableau I) est riche d'enseignements. Il fait apparaître, d'abord, que les différences de statut des individus au sein des ménages (genre, position dans le ménage, statut matrimonial) n'influencent pas le recours à l'automédication active, contrairement à ce que l'on constate souvent dans les pays occidentaux où l'automédication se révèle une pratique plutôt

féminine et maternelle (usage et prescription). Le niveau d'éducation ne semble pas être plus discriminant. Du point de vue des caractéristiques individuelles, seul l'âge entraîne des différences de pratique. Comparativement aux plus de 50 ans, les moins de 5 ans, en particulier, sont significativement moins soignés au domicile sans passer par le recours à un spécialiste de santé.

<table><caption>Tableau I : L'automédication. Modèle logistique</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Odds ratios</th><th colspan="2">Intervalle de confiance à 95 %</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="10">Caractéristiques de l'individu</td><td>Homme (référence= Femme)</td><td>1,05</td><td colspan="2">0,95 1,15</td></tr><tr><td>Chef de ménage</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Conjoint du chef</td><td>0,91</td><td>0,77</td><td>1,06</td></tr><tr><td>Enfant du chef</td><td>0,97</td><td>0,79</td><td>1,19</td></tr><tr><td>Autre membre du ménage</td><td>1,14</td><td>0,92</td><td>1,40</td></tr><tr><td>5 ans ou moins</td><td>0,76</td><td>0,64</td><td>0,90</td></tr><tr><td>de 6 à 15 ans</td><td>1,11</td><td>0,93</td><td>1,32</td></tr><tr><td>De 16 à 30 ans</td><td>1,12</td><td>0,96</td><td>1,30</td></tr><tr><td>de 31 ans à 50 ans</td><td>1,19</td><td>1,03</td><td>1,37</td></tr><tr><td>51 ans ou plus</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Marié</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Célibataire</td><td>1,08</td><td>0,87</td><td>1,33</td></tr><tr><td>Veuf ou divorcé</td><td>1,09</td><td>0,91</td><td>1,32</td></tr><tr><td>Sans éducation formelle</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Education primaire</td><td>1,11</td><td>0,99</td><td>1,25</td></tr><tr><td>Education secondaire</td><td>1,04</td><td>0,91</td><td>1,19</td></tr><tr><td>Education universitaire</td><td>0,94</td><td>0,69</td><td>1,29</td></tr><tr><td rowspan="10">Caractéristiques du ménage</td><td>Taille du ménage</td><td>0,98</td><td>0,97</td><td>1,00</td></tr><tr><td>Conjoint du chef sans éducation formelle</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Conjoint du chef avec éducation primaire</td><td>1,11</td><td>1,00</td><td>1,23</td></tr><tr><td>Conjoint du chef avec éducation secondaire</td><td>0,99</td><td>0,88</td><td>1,12</td></tr><tr><td>Age du chef de ménage</td><td>1,00</td><td>1,00</td><td>1,01</td></tr><tr><td>Chef de ménage catholique</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Chef de ménage protestant</td><td>0,88</td><td>0,79</td><td>0,98</td></tr><tr><td>Chef de ménage autre religion chrétienne</td><td>0,94</td><td>0,84</td><td>1,04</td></tr><tr><td>Chef de ménage musulman</td><td>0,95</td><td>0,71</td><td>1,27</td></tr><tr><td>Chef de ménage animiste</td><td>0,94</td><td>0,79</td><td>1,11</td></tr><tr><td>Chef de ménage sans religion</td><td>1,36</td><td>1,11</td><td>1,67</td></tr><tr><td>Chef de ménage inactif</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Chef de ménage cadre</td><td>0,93</td><td>0,74</td><td>1,17</td></tr><tr><td>Chef de ménage ouvrier ou employé qualifié</td><td>0,73</td><td>0,60</td><td>0,89</td></tr><tr><td>Chef de ménage ouvrier ou employé non-qualifié</td><td>0,85</td><td>0,70</td><td>1,04</td></tr><tr><td>Chef de ménage patron</td><td>1,43</td><td>1,12</td><td>1,82</td></tr><tr><td>Chef de ménage à son propre compte</td><td>0,92</td><td>0,80</td><td>1,06</td></tr><tr><td rowspan="10">Caractéristiques liées à la santé</td><td>Urbain (référence=rural)</td><td>0,90</td><td>0,81</td><td>1,00</td></tr><tr><td>Infrastructure santé : + de 3 km domicile micile</td><td>1,11</td><td>1,00</td><td>1,24</td></tr><tr><td>Diarrhée</td><td>1,28</td><td>1,10</td><td>1,49</td></tr><tr><td>Paludisme</td><td>1,34</td><td>1,23</td><td>1,47</td></tr><tr><td>Autres maladies</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Pas empêché de travailler</td><td></td><td colspan="2">Référence</td></tr><tr><td>Arrêt de travail de moins d'une semaine</td><td>0,79</td><td>0,72</td><td>0,87</td></tr><tr><td>Arrêt de travail entre 1 et 2 semaines</td><td>0,45</td><td>0,41</td><td>0,51</td></tr><tr><td>Arrêt de travail de 2 semaines ou plus</td><td>0,28</td><td>0,24</td><td>0,32</td></tr><tr><td>Achat préalable de médicaments (ref=pas)</td><td>1,74</td><td>1,60</td><td>1,89</td></tr></tbody></table>

Source : enquête 1-2-3, RDC, 2012. Calculs des auteurs

Clé de lecture : Le résultat de 0,76 indique que le risque relatif de recourir à l'automédication pour les enfants de moins de 5 ans est inférieur de 24 % au risque relatif de recourir à l'automédication quand on a plus de 50 ans. Un odds ratio supérieur à 1 indique un
risque relatif plus important, inférieur à 1, un risque relatif plus faible. Les intervalles de confiance à 95 % permettent de tester la significativité de ces odds ratios au risque de 5 %. On a fait ici apparaître en rouge ceux qui le sont.

* L'automédication dans ce modèle est aussi contrôlée par la région mais nous n'avons pas, faute de place, reporté ici les odds ratios. Comme le laissaient présager les cartes précédentes, l'effet région est très souvent significatif, toutes choses égales par ailleurs. Si on peut faire l'hypothèse de cultures spécifiques, nous manquons d'éléments statistiques pour la valider. Nous ne disposons notamment pas d'informations sur l'appartenance ethnique des individus.

L'automédication active dépend aussi en partie des caractéristiques du ménage. Lorsque le chef de ménage est ouvrier ou employé qualifié, les membres de la maisonnée sont nettement moins enclins à se soigner eux-mêmes que lorsque le chef est inactif. A l'inverse, Les ménages dont le chef est patron le sont significativement plus. L'automédication revendiquée est également plus fréquente lorsque le chef de ménage est sans religion (3,2 % des chefs de ménage), mais elle l'est moins s'il est protestant (24,2 % des chefs de ménage).

Les caractéristiques du territoire pèsent, de même, sur cette composante de l'automédication. *Ceteris paribus*, celle-ci est moins fréquente lorsque les individus ont au moins une infrastructure de santé (hôpital, centre ou poste de santé, pharmacie) à moins de 3 km de leur domicile (ce qui est le cas pour 19 % d'entre eux) et lorsqu'ils habitent en zone urbaine.

On note enfin que le modèle corrobore les résultats de l'analyse descriptive quant aux effets différenciés du type de maladies et de leur gravité. Cette automédication est plus fréquente pour des affections courantes mais néanmoins potentiellement dangereuses comme la diarrhée (9 % des affections) et, surtout, le paludisme (51 % des affections). Et l'analyse montre un effet fort et positif des dépenses de santé préalables à l'apparition de la maladie.

## Résultats et discussion du modèle logistique multinomial non-ordonné

Ainsi présenté, le modèle donne à voir les variables qui expliquent l'automédication active. Il ne permet cependant pas de rendre compte de la logique des choix des individus. Pour cela, il est nécessaire de resituer l'automédication dans une analyse plus globale du rapport à la maladie des individus. C'est ce que nous avons fait en construisant un modèle logistique multinomial dans lequel la variable expliquée est le rapport à la santé en cas de maladie ; celle-ci prend trois modalités : consulter un spécialiste ; s'automédiquer ; s'abstenir de se soigner ou recourir à une automédication « sans bruit ». Nous commentons ici le tableau des effets moyens de chaque facteur sur les choix opérés en réaction à un épisode morbide.

Les hommes et les femmes diffèrent faiblement mais significativement dans leur rapport à la maladie. Les hommes tendent en effet, à caractéristiques identiques par ailleurs, à consulter moins que les

femmes (-2,1 points de %), et à compenser cet écart, à part quasiment égale, par le recours à l'automédication revendiquée, l'abstention de soins ou bien l'automédication passive.

L'âge conditionne en revanche différents types d'arbitrages. Pour les enfants en bas âge, la priorité est nettement à la consultation. Dans un pays où la mortalité infantile est particulièrement élevée, les parents semblent avoir bien intégré le risque de soigner seul son enfant ou de ne pas le soigner du tout. En revanche, au-delà de 5 ans et jusqu'à 50 ans environ, les Congolais consultent moins fréquemment et s'abstiennent plus de soins que les plus âgés (ou s'auto-soignent sans le revendiquer). Enfin, si l'avancée en âge augmente la probabilité d'aller consulter, cet élément doit cependant être pondéré par le statut matrimonial. Les veufs (et les divorcés), du fait de leur statut social ou de leur ressources, s'abstiennent plus souvent de toutes formes de soin (+5,7 points).

Si le niveau d'éducation ne détermine pas de fortes variations dans le recours à l'automédication revendiquée, il joue néanmoins sur l'arbitrage entre consulter et s'abstenir de tout soin (ou s'automédiquer « sans bruit »). Plus les individus sont éduqués, plus ils consultent (respectivement +2,8 points et +6,2 points pour ceux ayant une éducation secondaire et supérieure). On peut noter aussi de ce point de vue le rôle du niveau de formation des conjointes du chef de ménage<fnref n="7" />. Les membres d'un ménage se soignent d'autant plus fréquemment que la mère de famille a un niveau d'éducation plus élevé. L'éducation (dont on ne peut exclure qu'elle reflète aussi le « niveau de vie », mal mesuré ici) pousse donc à consulter et à prendre en charge les membres de sa famille. De fait, être mère sans éducation formelle incite moins aux soins de la maisonnée alors que celles ayant une éducation primaire recourent aussi bien à l'automédication qu'à la consultation ; quant aux plus éduquées, elles privilégient la consultation.

Le modèle fait par ailleurs apparaître que l'automédication revendiquée dépend néanmoins du degré de facilité du recours à la consultation de

<footnote n="7">⁷ Nous utilisons ici le féminin car moins de 2% des conjoints du chef de ménage sont des femmes. Cela n'indique pas que les ménages dirigés par des femmes soient rares (ils sont en réalité 31 % des ménages) mais que ces femmes « chef de ménage » n'ont la plupart du temps pas de conjoint.</footnote>
biomédecine. Lorsque des infrastructures de santé existent à une distance raisonnable, les individus tendent en effet à privilégier la consultation à l'automédication (+1,9 points). A l'inverse, lorsque les individus ont réalisé préalablement des dépenses de santé, ils limitent la consultation de spécialistes, soit en s'automédiquant parce qu'ils peuvent piocher dans les biens de santé dont ils disposent déjà (+24,2 points), soit en renonçant aux soins parce qu'ils sont dans l'incapacité d'assumer de nouvelles dépenses de consultation (-13,4 points).

Reste qu'à côté des effets propres du sexe, de l'âge et des contraintes liées au niveau d'éducation, de richesse et/ou de distance aux infrastructures de santé, le recours à l'automédication dépend aussi de facteurs culturels. Le calcul des effets moyens met en évidence le poids des valeurs ou cultures religieuses sur les comportements. Ainsi, les individus appartenant à un ménage dont le chef est sans religion<fnref n="8" /> consultent moins fréquemment que les catholiques (-5,5 points), ce qui explique leur plus fort recours à l'automédication revendiquée. À l'inverse, ceux dont le chef est protestant se soignent significativement plus à l'aide d'un professionnel de santé (+2,2 points). Quant aux musulmans, ils semblent davantage enclins à s'abstenir de se soigner. Ces résultats amènent alors à réinterroger les valeurs portées par les différentes confessions. Une étude ancienne avait par exemple indiqué que l'Islam favorisait le recours à la médecine dite « traditionnelle » à la différence de la religion chrétienne (Akoto et al., 2002), ce qui n'est pas reflété par les données de notre enquête en RDC. En France, la pratique de l'automédication est plus fréquente chez les protestants, ce qui a pu être analysé comme une marque d'autonomisation « moderne » des individus, permise par cette religion (Fainzang, 2001). Par conséquent, si le protestantisme congolais diffuse les mêmes valeurs que celles promues en occident, on peut alors faire l'hypothèse que l'automédication active n'est pas

essentiellement, en RDC, le signe d'une émancipation individuelle. D'ailleurs, comme on l'a indiqué plus haut, elle est notablement plus faible dans les zones urbaines, où les individus ont pourtant en moyenne des compétences plus grandes pour faire ce choix.

Les attitudes face à la maladie dépendent aussi du type d'affection. Pour la diarrhée ou encore le paludisme, affections récurrentes et familières, l'automédication active, comme l'abstention de soins ou l'automédication passive, est plus marquée. On retrouve là la prégnance de comportements courants en Afrique dont les risques ont déjà été pointés par ailleurs (Kpanake et al., 2009, Tshomba et al., 2013). Ces attitudes s'infléchissent cependant nettement lorsque la maladie persiste dans le temps. Le recours à la consultation prend alors le pas (+24 points) sur l'abstention de soins et l'automédication.

Enfin, les régions exercent aussi un effet propre, indépendamment de leurs caractéristiques (notamment en termes d'équipement de santé) et de leur composition sociodémographique connue. Un travail ultérieur, intégrant notamment la dimension socio-linguistique, devrait permettre de mieux appréhender ce phénomène. On sait en effet que les croyances étiologiques (Augé et Herzlich, 1983) peuvent attribuer certaines maladies (plus exactement certains symptômes) à un agent extérieur à la personne (esprit, sorcier) quand d'autres sont attribuées à la nature, ce qui conditionne évidemment le choix du thérapeute (Akoto, 1993; Adjamagbo et al., 1999).

Au bout du compte, si cette double alternative – automédication active vs. consultation, et automédication active vs. abstention ou automédication passive – procède bien de décisions individuelles fortement contraintes, elle n'échappe pas à certaines logiques sociales que les modèles développés ici ont permis d'éclairer.

<footnote n="8">⁸ Les réponses des chefs de ménage à la question de la religion pratiquée sont réparties comme suit : catholique 33,9 % ; protestant 24,2 % ; kinbanguiste 3,4 % ; musulman 2,0 % ; autres chrétiens 24,6 % ; Animistes 0,8 % ; Autre religion 7,7 % ; sans religion 3,2 % ; sans réponse 0,1 %.</footnote>
<table><caption>Tableau 2: Effets moyens des différentes caractéristiques sur les probabilités de choix : consulter, s'automédiquer ou s'abstenir de se soigner (pourcentages)</caption><thead><tr><th></th><th>Consultation</th><th>Automédication</th><th>Abstention</th></tr></thead><tbody><tr><td>Homme (référence= Femme)</td><td>- 2,08</td><td>+ 0,99</td><td>+ 1,09</td></tr><tr><td> Chef de ménage</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Conjoint du chef</td><td>+ 2,91</td><td>- 5,48</td><td>+ 2,58</td></tr><tr><td> Enfant du chef</td><td>+ 3,53</td><td>- 7,11</td><td>+ 3,58</td></tr><tr><td> Autre membre du ménage</td><td>- 0,73</td><td>- 6,50</td><td>+ 7,23</td></tr><tr><td> 5 ans ou moins</td><td>+ 4,19</td><td>- 3,59</td><td>- 0,59</td></tr><tr><td> de 6 à 15 ans</td><td>- 4,95</td><td>- 1,07</td><td>+ 6,02</td></tr><tr><td> De 16 à 30 ans</td><td>- 6,78</td><td>+ 1,13</td><td>+ 5,64</td></tr><tr><td> de 31 ans à 50 ans</td><td>- 7,17</td><td>+ 1,97</td><td>+ 5,20</td></tr><tr><td> 51 ans ou plus</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Marié</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Célibataire</td><td>- 1,11</td><td>- 0,39</td><td>+ 1,50</td></tr><tr><td> Veuf ou divorcé</td><td>- 9,15</td><td>+ 3,46</td><td>+ 5,69</td></tr><tr><td> Sans éducation formelle</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Education primaire</td><td>- 0,16</td><td>+ 1,59</td><td>- 1,43</td></tr><tr><td> Education secondaire</td><td>+ 2,81</td><td>+ 0,66</td><td>- 3,47</td></tr><tr><td> Education universitaire</td><td>+ 6,23</td><td>+ 0,26</td><td>- 6,49</td></tr><tr><td> Taille du ménage</td><td>+ 0,42</td><td>- 0,44</td><td>+ 0,01</td></tr><tr><td> Age du chef de ménage</td><td>- 0,20</td><td>+ 0,07</td><td>+ 0,13</td></tr><tr><td> Conjoint du chef sans éducation formelle</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Conjoint du chef avec éducation primaire</td><td>+ 1,61</td><td>- 2,36</td><td>+ 0,75</td></tr><tr><td> Conjoint avec éducation secondaire ou supérieur</td><td>+ 5,42</td><td>- 2,47</td><td>- 2,96</td></tr><tr><td> Chef de ménage catholique</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Chef de ménage protestant</td><td>+ 2,19</td><td>- 0,39</td><td>- 1,80</td></tr><tr><td> Chef de ménage autre religion chrétienne</td><td>- 1,01</td><td>+ 0,81</td><td>+ 0,20</td></tr><tr><td> Chef de ménage musulman</td><td>- 1,92</td><td>- 2,92</td><td>+ 4,84</td></tr><tr><td> Chef de ménage animiste</td><td>- 3,95</td><td>+ 2,56</td><td>+ 1,39</td></tr><tr><td> Chef de ménage sans religion</td><td>- 5,52</td><td>+ 4,44</td><td>+ 1,09</td></tr><tr><td> Chef de ménage inactif</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Chef de ménage cadre</td><td>+ 3,77</td><td>- 0,98</td><td>- 2,79</td></tr><tr><td> Chef de ménage ouvrier ou employé qualifié</td><td>+ 5,81</td><td>- 0,73</td><td>- 5,08</td></tr><tr><td> Chef de ménage ouvrier ou employé non-qualifié</td><td>+ 0,62</td><td>+ 3,16</td><td>- 3,78</td></tr><tr><td> Chef de ménage patron</td><td>+ 3,76</td><td>- 0,39</td><td>- 3,37</td></tr><tr><td> Chef de ménage à son propre compte</td><td>- 0,10</td><td>+ 1,83</td><td>- 1,73</td></tr><tr><td> Caractéristiques du territoire</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td> Urbain (référence=rural)</td><td>+ 1,14</td><td>+ 0,78</td><td>- 1,92</td></tr><tr><td> Infrastructure de santé à +de 3 km du domicile</td><td>- 1,88</td><td>+ 2,17</td><td>- 0,29</td></tr><tr><td> Diarrhée</td><td>- 6,72</td><td>+ 3,42</td><td>+ 3,30</td></tr><tr><td> Paludisme</td><td>- 4,50</td><td>+ 2,57</td><td>+ 1,93</td></tr><tr><td> Autres maladies</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Pas empêché de travailler</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td> Arrêt de travail de moins d'une semaine</td><td>+ 11,67</td><td>- 3,97</td><td>- 7,70</td></tr><tr><td> Arrêt de travail entre 1 et 2 semaines</td><td>+ 24,24</td><td>- 8,89</td><td>- 15,36</td></tr><tr><td> Arrêt de travail de 2 semaines ou plus</td><td>+ 28,01</td><td>- 11,16</td><td>- 16,85</td></tr><tr><td> Achat préalable de médicaments (ref=pas d'achat)</td><td>- 11,42</td><td>+ 24,86</td><td>- 13,44</td></tr></tbody></table>

Source: enquête 1-2-3, RDC, 2012. Calculs des auteurs

Clé de lecture: avoir été empêché de travailler pendant 2 semaines ou plus augmente la probabilité de consulter un spécialiste de 28 points par rapport à une situation où la maladie n'a pas empêché de travailler, à autres caractéristiques inchangées; cela diminue aussi la probabilité de s'automédiquer de 11,2 points et celle de s'abstenir de se soigner de 16,9 points.

## Conclusion

Bien que l'enquête 1-2-3 de 2012 en RDC n'ait pas été conçue comme devant permettre de rendre compte de façon exhaustive de l'automédication (elle s'intéresse avant tout aux caractéristiques

sociodémographiques des ménages et l'automédication n'y est abordée que de façon incidente), notre exploitation secondaire permet néanmoins d'apporter des éléments de connaissance d'autant plus importants qu'ils sont statistiquement
représentatifs de la population congolaise. L'enquête permet de distinguer une automédication revendiquée comme alternative à la consultation et une automédication, ici invisibilisée, résultat des contraintes (matérielles ou structurelles) pesant sur les individus. Il apparaît, à l'analyse, que l'automédication, même lorsqu'elle est ouvertement revendiquée, est largement contrainte. Se soigner soi-même s'impose en effet à des individus que leur position sociale, leur appartenance culturelle, leur localisation géographique et/ou leur situation économique privent de la possibilité de s'adresser à des professionnels de santé. L'automédication apparaît alors, à bien des égards, comme un palliatif à la consultation médicale. Pour autant, il ne s'agit pas ici d'une pure contrainte, et l'automédication fait l'objet de stratégies de la part des individus. Ceux-ci recourent par exemple à l'achat préventif de médicaments, anticipant ainsi la survenue d'une maladie, et on peut supposer qu'ils adossent également leurs pratiques aux compétences qu'ils ont acquises avec la fréquence des épisodes morbides. C'est pourquoi, si l'automédication relève assurément de la contrainte, c'est toutefois une contrainte négociée par ceux qui la subissent.

Il apparaît ainsi que l'automédication n'est pas le *primum movens* des comportements sanitaires en RDC. Représentant au total moins de 35 % des pratiques en cas de maladie, elle est cependant très inférieure aux chiffres mis en avant dans des études plus localisées. C'est en réalité le choix de ceux qui n'ont pas d'autre choix pour se soigner, mais un choix qui n'est pas figé puisqu'il dépend autant des circonstances (éloignement, coût des soins, freins culturels, etc.) que de l'évaluation des risques de santé qu'ils supportent. Dès lors, si les pouvoirs publics de RDC veulent lutter contre une pratique dont on sait qu'elle peut présenter des risques importants en termes de santé publique, ils doivent agir en priorité sur les facteurs géographico-économiques qui la renforcent.

Reste que notre étude fait néanmoins apparaître l'effet de facteurs liés aux caractéristiques des individus. Toutes choses égales par ailleurs, le statut familial, la religion pratiquée ou encore la région d'habitation (qui peut traduire l'appartenance à un groupe socio-linguistique) conditionne en partie le rapport à l'automédication. Ces aspects, sur lesquels cette étude ne peut pas fournir d'explication, incitent alors à développer de nouvelles enquêtes, tout particulièrement de type qualitatif.

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Annexe

<table><caption>Tableau 3 : Le rapport à la santé : un modèle multinomial</caption><thead><tr><th></th><th>Automédication/<br>Abstention</th><th>Automédication/<br>Consultation</th><th>Abstention<br>/Consultation</th></tr></thead><tbody><tr><td>Homme (référence=Femme)</td><td>0,97</td><td>0,88 **</td><td>0,91 **</td></tr><tr><td>Chef de ménage</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Conjoint du chef</td><td>1,80 ***</td><td>1,62 ***</td><td>0,90</td></tr><tr><td>Enfant du chef</td><td>2,21 ***</td><td>1,91 ***</td><td>0,86 *</td></tr><tr><td>Autre membre du ménage</td><td>2,49 ***</td><td>1,67 ***</td><td>0,67 ***</td></tr><tr><td>5 ans ou moins</td><td>1,36 ***</td><td>1,51 ***</td><td>1,11</td></tr><tr><td>de 6 à 15 ans</td><td>1,53 ***</td><td>1,01</td><td>0,66 ***</td></tr><tr><td>De 16 à 30 ans</td><td>1,24 **</td><td>0,81 ***</td><td>0,65 ***</td></tr><tr><td>de 31 ans à 50 ans</td><td>1,14</td><td>0,75 ***</td><td>0,66 ***</td></tr><tr><td>51 ans ou plus</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Marié</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Célibataire</td><td>1,13</td><td>1,02</td><td>0,90</td></tr><tr><td>Veuf ou divorcé</td><td>1,01</td><td>0,64 ***</td><td>0,64 ***</td></tr><tr><td>Sans éducation formelle</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Education primaire</td><td>0,80 ***</td><td>0,87 **</td><td>1,08</td></tr><tr><td>Education secondaire</td><td>0,78 ***</td><td>0,99</td><td>1,27 ***</td></tr><tr><td>Education universitaire</td><td>0,66 **</td><td>1,08</td><td>1,64 ***</td></tr><tr><td>Taille du ménage</td><td>1,04 ***</td><td>1,05 ***</td><td>1,01</td></tr><tr><td>Age du chef de ménage</td><td>1,00</td><td>0,99 ***</td><td>0,99 ***</td></tr><tr><td>Conjoint du chef sans éducation formelle</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Conjoint du chef avec éducation primaire</td><td>1,28 ***</td><td>1,27 ***</td><td>0,99</td></tr><tr><td>Conjoint avec éducation secondaire ou plus</td><td>1,05</td><td>1,36 ***</td><td>1,30 ***</td></tr><tr><td>Chef de ménage catholique</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Chef de ménage protestant</td><td>0,94</td><td>1,08</td><td>1,15 ***</td></tr><tr><td>Chef de ménage autre religion chrétienne</td><td>0,94</td><td>0,91</td><td>0,97</td></tr><tr><td>Chef de ménage musulman</td><td>1,69 ***</td><td>1,29</td><td>0,76 **</td></tr><tr><td>Chef de ménage animiste</td><td>0,86</td><td>0,75 ***</td><td>0,87 **</td></tr><tr><td>Chef de ménage sans religion</td><td>0,74 **</td><td>0,63 ***</td><td>0,86 *</td></tr><tr><td>Chef de ménage inactif</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Chef de ménage cadre</td><td>0,95</td><td>1,17</td><td>1,23 **</td></tr><tr><td>Chef de ménage ouvrier ou employé qualifié</td><td>0,81 *</td><td>1,18</td><td>1,46 ***</td></tr><tr><td>Chef ouvrier ou employé non-qualifié</td><td>0,62 ***</td><td>0,76 ***</td><td>1,24 ***</td></tr><tr><td>Chef de ménage patron</td><td>0,87</td><td>1,11</td><td>1,28 **</td></tr><tr><td>Chef de ménage à son propre compte</td><td>0,77 ***</td><td>0,85 **</td><td>1,09</td></tr><tr><td>Caractéristiques du territoire</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Urbain (référence=Rural)</td><td>0,84 ***</td><td>0,95</td><td>1,13 ***</td></tr><tr><td>Infrastruct. de santé à - de 3 km du domicile</td><td>0,82 ***</td><td>0,80 ***</td><td>0,98</td></tr><tr><td>Diarrhée</td><td>0,88</td><td>0,66 ***</td><td>0,75 ***</td></tr><tr><td>Paludisme</td><td>0,88 **</td><td>0,73 ***</td><td>0,83 ***</td></tr><tr><td>Autres maladies</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Pas empêché de travailler</td><td></td><td>Référence</td><td></td></tr><tr><td>Arrêt de travail de moins d'une semaine</td><td>0,96</td><td>1,65 ***</td><td>1,71 ***</td></tr><tr><td>Arrêt de travail entre 1 et 2 semaines</td><td>0,95</td><td>3,12 ***</td><td>3,29 ***</td></tr><tr><td>Arrêt de travail de 2 semaines ou plus</td><td>1,10</td><td>4,30 ***</td><td>3,90 ***</td></tr><tr><td>Achat préalable de médicaments (ref=pas)</td><td>0,00</td><td>0,00</td><td>1,55 ***</td></tr></tbody></table>

Source: enquête 1-2-3, RDC, 2012. Calculs des auteurs

Le tableau présente les odds ratios obtenus en faisant varier la valeur de référence de la variable expliquée du modèle. Pour ne pas le surcharger, nous avons indiqué le degré de significativité plutôt que les intervalles de confiance. Les chiffres suivis de *** sont significatifs au seuil de 1 %, ceux suivis de ** le sont au seuil de 5 %, ceux suivis de * au seuil de 10 %, les autres chiffres sont non-significatifs.