La santé et le bien-être des adolescentes sont considérés essentiels au développement continu des pays à faible revenu.1 Parmi les indicateurs de santé et bien-être des adolescentes les plus utilisés, on dénombre l’âge au premier rapport sexuel (ou début de l’activité sexuelle), l’âge au premier mariage ou première union et l’âge au premier accouchement. Les données d’Enquête démographique et de santé (EDS) servent souvent à estimer ces indicateurs et les rapports d’EDS nationaux présentent généralement le pourcentage des femmes âgées de 15 à 49 ans qui ont eu leur premier rapport sexuel, se sont mariées ou sont devenues mères avant l’âge de 15 ans, groupées par cohortes de cinq ans, ainsi que le pourcentage des femmes âgées de 15 à 19 ans au moment de l’enquête qui sont déjà mères, par année individuelle d’âge. Malgré les indices qui donnent à penser que les biais de désirabilité sociale et de rappel exercent peut-être une forte influence sur les déclarations de maternité, de premier rapport sexuel et de mariage par les adolescentes,2–4 la précision des estimations EDS de ces indicateurs est mal comprise. On en sait encore moins sur la fiabilité des données lorsque ces événements interviennent très tôt dans l’adolescence. 

La vulnérabilité des jeunes adolescentes sexuellement actives et les risques auxquels elles se trouvent confrontées (tant au sein du mariage qu’en dehors) sont largement reconnus,5 et la nécessité d’une éducation à la santé sexuelle et de services appropriés pour ce groupe d’âge est de mieux en mieux comprise.6 Pour soutenir les améliorations en termes d’éducation et de services, il faut disposer d’indicateurs ventilés par âge, qui permettent d’identifier le besoin et de suivre les progrès réalisés. Les données inexactes peuvent cependant donner lieu à une interprétation erronée, tant des proportions d’adolescentes rencontrant ces événements de santé sexuelle que des tendances au fil du temps. En particulier, les sous-estimations des proportions affectées ou la surestimation des tendances positives peuvent être source de complaisance quant à l’échelle du problème ou de faux optimisme concernant les progrès. 

Dans cet article, nous commençons par examiner la constance des données EDS de deux enquêtes consécutives dans chacun des neuf pays, concernant l’âge des adolescentes au premier rapport sexuel, au mariage ou à la première union et au premier accouchement entre cohortes, ventilées par âge en années. Nous approfondissons ensuite l’analyse afin de déterminer quelle tranche d’âge de répondantes (15 à 19 ans ou 20 à 24 ans) est la plus susceptible de fournir les estimations les plus précises. Dans la discussion, nous considérons les causes sous-jacentes possibles des incohérences identifiées et les implications de ces incohérences pour les décideurs politiques et les chercheurs qui utilisent ces données. 

Sources d’erreurs 

L’EDS repose sur la déclaration rétrospective d’événements et invite toutes les répondantes en âge de procréer à déclarer les mêmes événements: par exemple, l’âge au premier rapport sexuel, l’âge au premier mariage ou première union et l’âge au premier accouchement. Les erreurs de déclaration relative aux événements de santé reproductive et sexuelle se répartissent en trois catégories: erreur de rappel, problèmes de réalisation d’enquête et biais de désirabilité sociale. Certaines de ces sources d’erreur sont universelles, mais d’autres peuvent être plus répandues dans certaines tranches d’âge. Le biais de rappel, une erreur involontaire dans laquelle un événement est omis ou décalé dans le temps, est plus courant parmi les femmes plus âgées que parmi leurs cadettes, car plus de temps s’est écoulé entre l’enquête et l’événement considéré.7 Les perceptions d’un événement tel que le premier mariage ou la première union peuvent aussi être source d’erreur involontaire, car les conditions culturelles, sociales et juridiques définissant cet événement peuvent varier.8,9 Le mariage et la formation d’une union peuvent être fluides et, dans de nombreux pays, représentent non pas un événement ponctuel mais un processus qui se déroule souvent sur plusieurs années.10–13 Les réponses aux questions de survenance et moment du mariage ou de la formation d’une union reflètent les perceptions des répondantes au moment de l’enquête, relatives au déroulement de leur vie passée, et ces perceptions peuvent changer à mesure de l’avancement de l’âge des femmes. 

Les problèmes de réalisation d’enquête peuvent être source de biais intentionnel. Dans l’EDS, l’antidatation des naissances est un problème courant car les répondantes qui ont accouché dans les cinq années qui précèdent l’enquête doivent répondre à un questionnaire supplémentaire concernant l’enfant.14 La personne menant l’interview (et peut-être aussi la répondante) peuvent par conséquent être incitées, pour éviter ce questionnaire supplémentaire, à déclarer erronément les naissances en dehors de cette fenêtre de cinq années.7  L’âge de la répondante peut influencer la mesure de l’antidatation; les intervieweurs peuvent être moins susceptibles de l’encourager pour les très jeunes mères, dont l’âge de la maternité paraîtrait sinon peu plausible. 

Les études indiquent de nombreuses incohérences dans les données et déclarations erronées du comportement sexuel des adolescentes au sein des enquêtes et des études.2–4 La déclaration du début de l’activité sexuelle ainsi que du moment d’un mariage précoce et de la maternité à l’adolescence peut être particulièrement sujette au biais de désirabilité sociale. L’étude de Beguy et al., à 
Nairobi,15 constate une déclaration erronée ou incohérente de l’expérience sexuelle de près de la moitié des adolescents. Selon les auteurs, si les jeunes hommes peuvent ressentir la pression de surdéclarer leur expérience sexuelle pendant l’adolescence, le contraire est plus vraisemblable côté féminin, étant donné les attitudes négatives qui règnent à l’égard des femmes sexuellement actives à un jeune âge ou hors mariage. 

Comme l’âge légal du mariage est, dans de nombreux pays, supérieur à la norme traditionnelle,16 la peur de représailles peut donner lieu à l’exagération de l’âge au moment du mariage.17 Au Bangladesh, toutefois, il a été démontré que les femmes réduisent parfois intentionnellement leur âge au moment du mariage, en raison peut-être de la désirabilité sociale du mariage précoce des femmes dans ce pays.18 

Dans les communautés où l’activité sexuelle ou la maternité hors mariage sont réprimandées publiquement, certaines femmes peuvent ressentir le besoin d’ajuster leurs réponses pour dater leur premier rapport sexuel ou accouchement après leur mariage. Les femmes peuvent exagérer leur âge au premier rapport ou au premier accouchement, antidater leur premier mariage ou omettre de mentionner les naissances survenues alors qu’elles étaient encore très jeunes ou célibataires. La déclaration erronée du moment et de la succession d’événements de vie peut être une réponse immédiate à des questions sensibles ou, dans certains cas, faire déjà partie du récit que la répondante donne des événements de sa vie. 

MÉTHODES 

Notre étude repose sur les données d’EDS de six pays d’Afrique subsaharienne (Bénin, Ghana, Madagascar, Mali, Ouganda et Sénégal) et de trois pays d’Amérique latine (Bolivie, Colombie et République dominicaine). La sélection de ces pays tient au fait qu’ils ont mené deux enquêtes à cinq années d’intervalle* et qu’au moins 4% des femmes âgées de 20 à 24 ans lors de la première enquête avaient déclaré une première maternité avant l’âge de 16 ans. 

Nous avons d’abord examiné la constance des déclarations de premier rapport sexuel, mariage et première maternité avant les âges de 15, 16 et 19 ans entre les deux enquêtes consécutives de chaque pays. L’EDS n’observe pas les mêmes individus lors de chaque enquête. La comparaison d’une enquête à l’autre nous permet cependant d’examiner la constance des estimations d’événements de santé reproductive de femmes d’une même cohorte obtenues à différents moments. Cette approche des données EDS a été utilisée précédemment pour examiner les estimations de la mortalité infantile et de l’âge au premier rapport sexuel.19–21 Si l’on considère la cohorte des femmes âgées de 15 à 19 ans dans chaque enquête, seules celles exposées à la pleine période d’intérêt sont incluses. Ainsi, les indicateurs relatifs aux femmes de moins de 15 ans reposent sur toutes les femmes âgées de 15 à 19 ans au moment de l’entretien, alors que pour les indicateurs relatifs aux femmes de moins de 16 ans, seules celles âgées de 16 à 19 ans au moment de l’intervalle sont incluses. La différence de pourcentage entre les deux estimations et celle en points de pourcentage absolus entre les deux servent de mesures de constance. 

Ensuite, afin d’obtenir une image plus claire des tendances au fil du temps par cohorte, nous avons utilisé les données de la première EDS de chaque pays pour calculer le pourcentage des femmes, par tranches d’âge de cinq ans jusqu’à 45 à 49 ans, déclarant leur premier rapport sexuel, mariage ou première maternité avant l’âge de 16 ans. Pour un sous-ensemble d’enquêtes dans lesquelles les différences de l’une à l’autre sont marquées, nous présentons aussi les conclusions d’analyses plus détaillées, basées sur les données EDS de trois enquêtes consécutives menées à cinq années d’intervalle chacune et qui mettent en évidence les incohérences spécifiques et leurs causes possibles. 

RÉSULTATS 

Nous avons commencé par estimer la proportion de femmes déclarant chacun des trois résultats d’intérêt avant l’âge de 15, 16 et 19 ans (dans la tranche de 15 à 19 ans dans la première enquête et celle de 20 à 24 ans dans la seconde). Dans les six pays d’Afrique subsaharienne, les proportions des femmes âgées de 20 à 24 ans lors de la seconde enquête qui déclarent leur première maternité avant l’âge de 15 ou de 16 ans sont nettement supérieures à celles relevées parmi les femmes des tranches de 15 à 19 ans ou de 16 à 19 ans lors de l’enquête menée cinq ans plus tôt (Tableau 1). Au Bénin, au Ghana et en Ouganda, la proportion observée dans la seconde enquête est au moins deux fois supérieure à celle de la première enquête. Cependant, à l’exception du Bénin et du Ghana, les différences entre les enquêtes des estimations des maternités survenues avant l’âge de 19 ans sont bien inférieures en termes de changement de pourcentage à celles survenues avant l’âge de 15 ou de 16 ans et, dans plusieurs pays, comme au Sénégal et au Mali, les différences de pourcentage et de points de pourcentage sont très faibles. Sur les trois pays d’Amérique latine, la Colombie et la République dominicaine ne présentent aucune différence entre les deux cohortes; la seule différence marquée (plus de 50%) en Bolivie concerne les maternités avant l’âge de 15 ans. Les intervalles de confiance sont plutôt faibles et ne peuvent expliquer les différences dans aucun pays d’Afrique subsaharienne pour les premières maternités avant l’âge de 15 et de 16 ans. Ces intervalles se chevauchent cependant pour plusieurs pays lorsque les maternités avant l’âge de 19 ans sont considérées. 

D’autres analyses donnent à penser que dans plusieurs pays, les répondantes de 15 à 19 ans tendent à concentrer l’âge au premier accouchement déclaré aux âges plus avancés de l’adolescence. L’examen des déclarations de maternité par année d’âge individuelle en Ouganda révèle que les 15 à 19 ans lors de la première enquête déclarent de plus faibles pourcentages de maternité survenant à l’âge de 16 ans ou plus tôt que les 20 à 24 ans lors de la seconde enquête, ainsi que de plus hauts pourcentages à l’âge de 18 ans (Figure 1, page 22). Au Sénégal, seuls les niveaux de première maternité avant l’âge de 15 ans sont plus faibles parmi les femmes âgées de 16 à 19 ans lors de la première enquête que parmi celles de 20 à 24 ans lors de la seconde. Pour les premières maternités survenues à un âge plus avancé de l’adolescence (par exemple, à 17 et 18 ans), les 15 à 19 ans de la première enquête produisent des estimations supérieures à celles des 20 à 24 ans de la seconde enquête. Des tendances similaires sont observées au Mali, à Madagascar et en Bolivie, mais pas au Ghana ni au Bénin, où la proportion de la maternité à 18 ans déclarée par les 15 à 19 ans lors de la première enquête est égale ou inférieure à celle déclarée par les 20 à 24 ans lors de la seconde (non indiqué). 

Lors de l’examen des données relatives à l’âge au premier mariage ou première union, les différences entre les 15 à 19 ans de la première enquête et les 20 à 24 ans de la seconde sont moindres, mais elles suivent la même tendance que celle relative au premier accouchement (Tableau 2). Les différences de pourcentage sont les plus grandes pour les mariages survenant avant l’âge de 15 ans et les plus faibles pour ceux survenant avant l’âge de 19 ans en termes de changement de pourcentage, mais ici encore, la différence de points de pourcentage augmente pour la plupart des pays. La seule exception est le Sénégal, où les différences de déclaration de mariage avant l’âge de 15 ou de 16 ans sont très faibles et une plus faible proportion de mariage avant 19 ans est déclarée dans la seconde enquête. Dans les trois pays d’Amérique latine, les différences relatives au mariage déclaré sont supérieures à celles concernant le premier accouchement. Les intervalles de confiance restent modestes, mais ils pourraient expliquer les différences relatives au mariage avant l’âge de 15 et de 16 ans au Ghana, au Sénégal et en Bolivie. Il apparaît aussi que les répondantes de certains pays, comme l’Ouganda et Madagascar, concentrent l’âge au mariage ou à la première union déclaré à l’adolescence plus avancée (non indiqué). 

Les différences relatives à l’incidence et au moment du premier rapport sexuel par tranche d’âge et enquête sont beaucoup plus petites et moins constantes que pour le premier accouchement et le mariage (Tableau 3). En Ouganda, au Sénégal, en République dominicaine et en Bolivie, les proportions de femmes déclarant un premier rapport sexuel avant l’âge de 15 ou de 16 ans sont supérieures dans la tranche des 20 à 24 ans de la seconde enquête, par rapport aux 15 à 19 ans de la première. Cependant, à l’exception de la République dominicaine, les différences sont inférieures à celles observées pour le premier accouchement et, en Ouganda et en Bolivie, elles le sont également à celles observées pour le mariage. En Colombie, au Mali et à Madagascar, les différences de pourcentage entre cohortes concernant les proportions déclarant le premier rapport sexuel avant l’âge de 15, 16 et 19 ans sont inférieures à 15% et, dans certains cas, elles sont non existantes ou négatives. Au Bénin, toutefois, les femmes de la tranche des 15 à 19 ans lors de la première enquête déclarent de plus hauts taux de premier rapport sexuel avant l’âge de 15 ou de 16 ans que celles de la tranche de 20 à 24 ans de la seconde enquête. Cela dit, d’après l’examen des intervalles de confiance, l’erreur d’échantillonnage pourrait expliquer la plupart des différences apparentes. 

Si certaines des plus grandes différences dans les groupes d’âge inférieurs ne peuvent être attribuées à l’erreur d’échantillonnage, la question se pose de savoir quelles estimations sont les plus exactes. Pour y répondre, nous avons examiné si les estimations relatives aux tranches de 16 à 19 ans correspondent aux tendances temporelles basées sur les estimations de cohortes de naissance antérieures. La Figure 2 (page 25) illustre les courbes de tendance concernant les estimations du pourcentage de femmes qui déclarent une première maternité avant l’âge de 16 ans par tranche d’âge pour la première enquête dans chacun des pays d’Afrique subsaharienne soumis à l’étude. L’Ouganda présente une hausse particulièrement forte et sans précédent de l’estimation de la maternité précoce entre les tranches de 16 à 19 ans et de 20 à 24 ans. Cette hausse est également observée pour le Sénégal et le Mali, mais il serait plausible qu’elle y indique une surestimation dans la tranche des 20 à 24 ans, car les estimations pour cette tranche sont supérieures à celles que l’on aurait sinon pu attendre étant donné les tendances antérieures. Il est dès lors difficile de cerner clairement, d’après ces courbes, laquelle des tranches de 20 à 24 ans ou de 16 à 19 ans fournit des données plus fiables. Des tendances similaires ont été démontrées pour le mariage (non indiqué). 

Pour approfondir l’examen des tendances d’âge au premier accouchement, nous avons tracé les estimations d’enquêtes multiples de deux pays d’Afrique subsaharienne en alignant les cohortes de naissance (par exemple, en Ouganda, les femmes nées en 1981–1986 sont incluses dans l’une des trois enquêtes aux âges de 16 à 19 ans, 20 à 24 ans ou 25 à 29 ans, respectivement, et le graphique permet la comparaison directe). Au Mali, on observe un niveau remarquable de constance concernant les estimations des deux enquêtes les plus récentes, à l’exception de la tranche des 16 à 19 ans en 2001 et de l’estimation correspondante de la tranche des 20 à 24 ans lors de l’enquête suivante en 2006 (Figure 3, page 25). Les estimations pour les tranches de 16 à 19 ans sont nettement inférieures. La première enquête incluse (1995–1996) présente de moindres estimations pour toutes les cohortes de naissance. La tendance relative à l’Ouganda présente une moindre constance globale, mais toujours avec une beaucoup plus grande différence entre les estimations relatives aux 16 à 19 ans et aux 20 à 24 ans qu’entre tous les autres points de données (Figure 4, page 26). Ici encore, les estimations pour la cohorte de 16 à 19 ans sont faibles. Sans établir de preuve concluante, ces observations indiquent une sous-estimation plus plausible dans la tranche des 16 à 19 ans pour l’Ouganda et le Mali; des tendances similaires se révèlent aussi pour le Sénégal (non indiqué). 

Dans l’EDS, l’une des sources les plus courantes d’erreur des estimations de fécondité tient à l’antidatage des maternités à plus de cinq ans avant l’enquête afin d’éviter l’obligation de répondre au questionnaire relatif aux enfants de moins de cinq ans. S’il s’agissait là d’une cause de surdéclaration des maternités à la jeune adolescence dans les tranches d’âge de 20 à 24 ans, ces maternités surdéclarées devraient se concentrer parmi les femmes âgées de 20 et 21 ans pour pousser le premier accouchement sous la limite d’âge de 15 ou de 16 ans. Pour évaluer cette possibilité, nous avons analysé le pourcentage de femmes déclarant une première maternité avant l’âge de 15, 16 et 20 ans en fonction de l’âge en années de la répondante au jour de l’entretien pour la cohorte de 20 à 24 ans de quatre pays (Sénégal, Ouganda, Bénin et Mali). Les tailles d’échantillon sont petites, mais il semble y avoir une plus grande proportion de femmes âgées de 20 ans qui déclarent une maternité avant l’âge de 16 ans au Sénégal, en Ouganda et au Bénin, et avant l’âge de 15 ans en Ouganda, au Mali et au Bénin. Cela ne nous semble cependant pas suffisant pour expliquer pleinement les très nettes différences observées entre les cohortes. Au Bénin, par exemple, où les femmes de 20 ans déclarent une proportion supérieure de maternités avant les âges de 15 et 16 ans, nous constatons que l’estimation pour les femmes présentant une première maternité avant l’âge de 16 ans ne diminue que légèrement, de 8,2% à 7,1%, si l’on compare la moyenne pour toutes les femmes âgées de 20 à 24 ans à celles âgées de 21 à 24 ans au moment de l’entretien. Dans deux pays, on observe une proportion particulièrement élevée de femmes âgées d’exactement 20 ans qui déclarent une maternité avant l’âge de 20 ans, laissant entendre que les jeunes mères déclarent erronément leur âge concernant une année spécifique (selon la tendance à arrondir l’âge, un problème reconnu dans les enquêtes). Pour plus de certitude, nous avons examiné les maternités des femmes âgées de 15 à 22 ans par année individuelle pour la cohorte des 20 à 24 ans (avec seulement les femmes exposées à la pleine période) afin de rechercher l’arrondissement éventuel des maternités autour de l’âge de 20 ans. Nos résultats n’indiquent aucune preuve de déclaration erronée et la comparaison de l’âge à la maternité par années individuelles pour les cohortes de 20 à 24 ans et de 25 à 29 ans ne révèle aucune différence de tendance marquée. 

DISCUSSION 

Dans la majorité des données d’EDS que nous avons analysées, les femmes âgées de 15 à 19 ans (et de 16 à 19 ans) déclarent de beaucoup plus faibles pourcentages de mariage et de première maternité avant l’âge de 15 ou de 16 ans que celles âgées de 20 à 24 ans cinq ans plus tard. L’erreur d’échantillonnage seule ne suffit pas à élucider les différences observées dans la plupart des pays. Plusieurs raisons plausibles expliquent l’inconstance des déclarations au fil du temps. Il se peut que les femmes de 20 à 24 ans exagèrent ou déclarent erronément le mariage et le premier accouchement avant l’âge de 15 ou 16 ans; que celles de 15 à 19 ans minimisent ou déclarent erronément la maternité avant l’âge de 15 ou 16 ans; ou une combinaison des deux. Plusieurs études antérieures ayant analysé les données d’EDS et d’autres enquêtes similaires ont indiqué un déclin grandissant de le premier accouchement et du mariage pour les femmes de 15 à 19 ans à l’examen des tendances d’après les différentes cohortes de naissance d’une même enquête, laissant vraisemblablement entendre un manque d’uniformité des déclarations.22–25 Nos résultats indiquent que l’inconstance entre les enquêtes des estimations de ces indicateurs largement publiés concernant la santé et le bien-être des adolescentes est la plus prononcée lorsque de très jeunes âges sont utilisés comme limite, en particulier les âges de 15 et 16 ans. 

Nos analyses donnent à penser que ni l’antidatation des maternités, ni l’omission des maternités ou des mariages précoces ne représente la seule ou principale cause de déclaration erronée. La sous-estimation des événements de la jeune adolescence dans la tranche des 15 à 19 ans peut aussi intervenir si, à la demande d’énumération des membres de leur ménage, les répondants omettent sélectivement les adolescentes ou réduisent l’âge de celles déjà mariées ou devenues mère avant l’âge de 15 ans, car ces adolescentes seraient supprimées de l’échantillon servant de base aux estimations. Des études antérieures établissent clairement l’attribution d’âges incorrects à la tranche d’âge de 15 à 19 ans, depuis celle de 10 à 14 ans, dans le composant de liste des membres du ménage de l’enquête sous l’effet d’une déclaration ou d’un enregistrement erroné.7,25 La surreprésentation éventuelle des jeunes femmes mariées ou mères parmi celles dont l’âge est erronément déclaré dans la liste des membres du ménage n’a cependant pas été démontrée. Ici encore, dans les pays où les pourcentages globaux du mariage et du premier accouchement sont similaires pour les femmes de moins de 20 ans, il ne s’agit vraisemblablement pas de la seule cause de divergence car celle-ci se manifesterait alors pour toutes les maternités et mariages à l’adolescence. 

L’exagération de l’âge par les adolescentes est une explication plausible de la sous-estimation de la maternité et du mariage durant la jeune adolescence parmi les répondantes âgées de 15 à 19 ans — une explication avancée par les auteurs d’études antérieures ayant identifié l’inconstance des déclarations du premier accouchement et du mariage concernant les femmes de 15 à 19 ans entre les enquêtes.23–26 Si l’exagération de l’âge est la plus répandue parmi les répondantes adolescentes plus jeunes, on peut y trouver l’explication des différences particulièrement marquées des estimations entre les enquêtes. En Afrique subsaharienne, la situation peut être exacerbée par l’enregistrement incomplet des dates de mariage et de première maternité, ainsi que par l’application de l’imputation après l’entretien.27 

Une observation inattendue apparaît dans la constance largement supérieure des données relatives au premier rapport sexuel, par rapport à celles du mariage et du premier accouchement (bien que cette étude ne puisse confirmer la plus grande précision de ces données). Une raison possible en est que si les femmes ne sont pas mariées ni mères, le premier rapport sexuel ne doit pas être placé dans une séquence d’événements. L’inconstance pourrait résulter du besoin qu’ont les répondantes de présenter ces événements au sein d’une séquence socialement acceptable. Une autre possibilité est que les adolescentes sont peut-être plus susceptibles que les autres d’exagérer leur âge si elles sont mariées et qu’elles ont eu un enfant. 

Les différences de précision apparente de déclaration sont plutôt difficiles à expliquer de manière concluante, mais elles reflètent vraisemblablement les différences socioculturelles sous-jacentes des pays à l’étude. De nettes variations se révèlent entre ces pays pour différents facteurs, tels que l’âge légal du mariage, la scolarisation des filles et l’enregistrement des naissances, tous susceptibles d’influencer la précision de déclaration ainsi que d’affecter la mesure dans laquelle les jeunes femmes se sentent obligées d’exagérer leur âge. Il faut aussi remarquer qu’une autre étude a identifié la minimisation de l’âge chez les jeunes femmes du Bangladesh (peut-être liée aux paiements de dot),28 soulignant encore l’influence de la culture sur les données. L’analyse initiale n’a révélé aucune tendance claire d’association entre ces trois facteurs et le degré d’inconstance des déclarations entre les cohortes. Il est donc probable que les différences entre les pays résultent d’une combinaison de facteurs, y compris la mesure dans laquelle l’activité sexuelle, le mariage et la maternité précoces sont proscrits par les normes sociétales dominantes. 

Nous proposons aux analystes diverses recommandations sur la base de ces données. Nombre des effets préjudiciables du mariage et de la maternité à l’adolescence se concentrent vraisemblablement parmi les adolescentes plus jeunes; il importe donc de ventiler les données par âge, afin de révéler les tendances qui les concernent. Si possible, la vérification des tendances peut être utile à l’identification des divergences. Dans certains des pays inclus dans notre recherche, notamment l’Ouganda, le Sénégal et le Mali, nous avons constaté que les réponses de la cohorte d’âges de 20 à 24 ans semblaient présenter plus de constance que celles des autres cohortes. Il est cependant possible que ce lien n’existe pas dans d’autres pays et pour d’autres années d’enquête. Nous déconseillons la pratique répandue de rapport de baisses de la grossesse et du mariage très précoces sur la base de comparaisons des données de tranches d’âge de cinq ans collectées dans une même enquête. 

Il se peut que les changements au niveau de la collecte des données réduisent ces divergences plus que les changements ayant trait à l’analyse. L’exagération de l’âge par les plus jeunes répondantes des EDS peut résulter du biais de désirabilité sociale. Si tel est le cas, diverses mesures peuvent être envisagées pour améliorer la déclaration des données de santé sexuelle des adolescentes aux fins de l’EDS, actuellement obtenues dans le cadre d’entretiens individuels. Beguy et al. soulignent l’importance de l’assurance de la confidentialité lors de l’entretien.15 Il pourrait être utile de former et d’accompagner davantage les intervieweurs en vue de la création d’espaces privés dans les contextes publics fort fréquentés. Certaines études ont constaté que la réduction de l’influence potentielle des intervieweurs sur les déclarations des répondantes à travers, par exemple, les questionnaires remplis par la personne interviewée elle-même, peut améliorer la qualité des données.2 Dans certains contextes, Hewett et al. ont observé que les adolescentes sont plus susceptibles de déclarer leurs comportements sexuels sensibles en réponse à un auto-entretien audio assisté par ordinateur (ACASI) que dans le cadre d’entretiens en face à face.29 Dans d’autres toutefois, les avantages d’ACASI ne paraissent pas évidents ou les approches informatisées ne sont pas bien acceptées par les participants.3,30 Enfin, les intervieweurs pourraient être guidés de manière à effectuer plus de contrôles de cohérence pendant l’entretien, en vérifiant par exemple l’âge déclaré par une répondante par rapport à celui enregistré sur la liste des membres du ménage. 

Une recherche approfondie par pays est nécessaire pour valider la précision des déclarations d’événements reproductifs précoces dans les enquêtes de grande envergure. Plusieurs études ont comparé la collecte de données autodéclarées selon différentes méthodes,2,29,30 mais il serait plus précis de comparer les données d’enquête avec une forme de données d’état civil, d’enregistrements prospectifs d’événements ou de liens avec les registres cliniques. Une telle méthode pourrait convenir dans différents contextes où les données sont recueillies en continu, soit par enregistrement fiable de l’état civil ou systèmes de surveillance démographique sentinelle. 

Conclusion 

Cette étude a constaté de nettes incohérences, d’une enquête à l’autre, dans la déclaration du premier accouchement et du mariage à la jeune adolescence, significativement inférieure de la part des femmes de 15 à 19 ans par rapport à celles de 20 à 24 ans lors des enquêtes menées cinq ans plus tard. La tendance est particulièrement marquée dans plusieurs pays d’Afrique subsaharienne. Ce manque de constance donne potentiellement lieu à de sérieuses implications concernant l’exactitude des données relatives aux événements sexuels de la jeune adolescence, et les estimations médianes de l’âge au mariage et au premier accouchement. Nous invitons vivement à la prudence quant aux changements suggérés par les estimations issues des EDS concernant la santé sexuelle et reproductive des jeunes adolescentes. L’attention doit être portée sur l’élaboration d’instruments de collecte de données qui réduisent les déclarations erronées, ainsi que de méthodes de correction des estimations issues des données autodéclarées des femmes échantillonnées dans les enquêtes de ménage répétées.