Benoît, Daniel

Lacombe, Bernard

Livenais, Patrick

Marcoux, A.

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UNE MÉTHODE D’ANALYSE POUR MESURER L”INFLUENCE 
DU SEVRAGE SUR LA FÉCONDITÉ (1) 
Bernard LACOMBE*, Daniel BENOIT*, Patric.k LIVENAIS’, et A. hIARCOUX** 
* DÉmographt?s à 1’O.R.S.T.O.M. 
’ l Expert des N.U. DtImographe au CEDOR (Bucarest) 
RÉSUMÉ 
Les autews tentent lu meswe drt lien entre la fkcondité et l’allaitement, pc~r 1111 schému d’anulyse mettant en 
relation la fëcondité, le sevrage et la mortalité dans l’enfance. 
ABSTRACT 
Ths arrthors are trying to measure the link befrveen fertility and breast-feeding, basacl on a methort shoming 
the relationship betlveen fertilify, weaning ad Child mortality. 
Position du problème 
11 est couramment admis que l’allaitement mater- 
nel, en prolongeant la duree de 1’amé;norrhée post- 
. partum, diminue la fécondité. L’analyse des inter- 
valles entre deux naissances suwessives a montré la 
bri&veté de l’intervalle qui suit la naissance d’un 
enfant décédé avant son premier anniversaire ou 
sevré précocement. 
Le schéma d’analyse utilisé ici, qui a été établi 
par B. LACOMBE et J. VAUGELADE, 1969, permet 
d’évaluer l’impact du sevrage sur la fécondité par 
la mesure de l’allaitement ou de la mort,alité dans 
l’enfance, selon le type de données obtenues compt,e 
tenu des c.onditions socio-économiques. 
Les relations possibles entre l’allaitement et la 
fécondité peuvent, êt,re analysées en considérant 
deux naissances successives. Les situations suivantes 
peuvent. &tre observées : 
- un arrêt de la lac.tation chez la mère provoque 
la reprise de la fertilité et. par la suite de la féc.ondité, 
- la fertilité reprend d’elle-m8me par le simple 
éloignement,, dans le temps, de la naissance du 
premier enfant et une conception peut alors amener 
le sevrage de l’enfant,. 
L’arrêt de la lactat.ion donc. de l’allaitement peut, 
entraîner le décès de l’enfant,. Réc.iproquement, le 
dé& d’un enfant allaité interrompt la lactat.ion 
chez la mère. 
Schéma d’analyse 
Le schéma proposé permet de differencier ces 
diverses possibilités. Sur le graphique de la figure 1 
nous avons : 
-- en abscisse, l’$ge au sevrage (ou au dt5cés si 
celui-G a lieu avant. le sevrage) de l’enfant de rang n; 
- en ordonnée, la durée qui sépare la naissance 
(1) Une premiikc version tic cc teste a été prhent& en communication libre pour lr Conpks tlé I'U.I.E.S.P., Mexico I!?i?. 
Cah. O.R.S.T.O.M., sér. üci. Hum., vol. -YIl,,-, no Jj 1977: 121-12X 
422 B. LXLC)hIBE, D. BENOIT, P. LIVENAIS ET A. M.\HCOUN 
intervalle r( 
intergénésique 
i 
bissectrice 
.1-N, 
. 
aucune na,ssance de rang n + 1 
N" i 
0 5, Age a" sevrage 
N nt 
Fig. 1. - Intervalle entre deus naissances successives 
(N,+ l-Nn) cn fondion c-le l’à@ au sevrage de la première 
naissance. Conception (C), Naissance: (N), Sevrage (S) 
de cet enfant (de rang n) de l’enfant. suivant (de rang 
n+l). 
Les évikwrnents qui représentent la relation entre 
un enfant; et le suivant. sont. portb,s sur le graphique. 
A un âge au sevrage donné pour l’enfant (n), 
l’ordonnée de Arepréseni.el’int.ervalle entre naissanc.es 
(K+1- N,) et l’ordonnée de B l’int.ervalle entre la 
naissance de n et la roncreption de n+l (C&+l--N,). 
Deux droites sont construites : 
- la u bissect.rice 0 sur laquelle la naissance 
(n+l) se produit en nikne t.er-nps que le sevrage (n) ; 
- la 0 diagonale 0, qui est. la parallèle SI. la (( bissec,- 
trice o décalée de 9 mois, sur laquelle la naissanc.e 
(n+l) et le sevrage (n) ont lieu en même trmps. 
Ces droites d&errninent. 3 zones A l’intérieur 
desquelles les kénernents kiont. repérks dans le 
temps : 
Zorze 1, le sevrage (n) a lieu avant. la conc~eption 
(n+l) - et a fivtiwi de la naissance : 
~~n)-Srl-%t.l-~n+l 
Zom 2, le sevrage (n) a lieu aprk la conception 
(n+l) mais avant la naissance (n+l) : 
(N,)-C, + rSn-Nn +I 
Zorw 3, le sevrage (n) se produit apr& la naissance 
@S-l) : 
(NJ-Cn + r--N, -I- r-S, 
Les donn$es brutes port~6e.s au tableau 1 provien- 
nent d’une enqu6t.e réaliske A Nabeul (Tunkie) 
(RIiesion RIéd. Belge, O.R.S.T.O.RI., Populatzion 
Counril, 1975). Les données ont et.6 regroupées par 
serneske en raison des effectifs et pour atténuer uno 
att,irance aux Sges 0 ronds )> (dans le cas prksent. : 
6, 12, 18 n1ois). 
Inferrrallrs cnfre dem naissunces selon I’ùge nu swraqe de la premi<ire naissunce (Ntrbeul) 
Intervalles (en mois) 43 [ 27 59 entre 2 naissances 48 1 86 114 ‘9 
I 
42 I 
I I I I 1” 
I9/ 
( 27 ( 14 ( 21 ( 37 1 ‘o%y 9 
Bissectrice 
1 31 1 14 1 57 ) 
1 45 ) 38 ) 19x 
18 I /‘Y 146/ 1 
) 76 ) 84A108 55 8 1 
151 ' 102 49 3 4 0 
l2 /15 
15/ 
gO /22 6 
8 3 2 0 0 
12 18 24 30 36 
Age au sevrage 
(en mois) 
Cah. O.R.S.T.O.BI., sér. Sci. HWIL, ~1. SIT; no 4, 1gi”ï: 121-42d. 
Iks difft;rences importantes de fkconrlitt; au-dessus 
et au-dessous de la (( diagonale 0 peuvent déja P,t.re 
rrlev~es sur ce tableau. Pour une analyse plus 
précise les quotients de féconditt sernest.rlels sont 
calcxlés. Ces quot,ients sont ensuit,e ramenbs au 
mois (Tabl. II). (T,-air CII mnem les modes de cdcrrl.) 
TABLEAU II 
Qzzotients mensuels de fkonditk (en y0) avant et après le sevraye 
d’zzn enfunt (Nabezzl) 
(rang n) 
o-5 6-11 12-17 18-23 24-29 
----- 
IntervaIIes 
--- -- 
conception - 
Note : la a diagonale u est en ixait..fort.. 
Le rtile et l’impori~ance de la ((diagonales sont mis 
en évidf3ic.e par l’import,anc.e de l’écart2 entre les 
quotients encaclrants : au-dessus de c.ette (( diagonale 4 
les quotient6 sont netkement plus élevés. Cependant 
ces seules données ne permettent pas d’afftirmer que 
ce soit. dù au sevrage ; la relation pourrait être 
inversée. D’aut.res données permett,enf. de déterminer 
le sens de cette relation. 
Le tableau III présente les quotients mensuels dt: 
fkonditk avant et après le d6cés+ d’un enfant non 
TABLEAU III 
Qnotienln mensuels de fécondité (en 96) uvunt et après le décè.s 
d’un enfcznf (Nrrbeul) 
Intervalles 
cn mois 
entre 
naissance 
et conception 
I^> Age au déc& de l’enfant (rang n) l 
wvrfi (donn@ei; issws de Naheulj, ce c-lui correspond, 
pour la nike, à un sevrage. On olwrvc les mAmes 
carac.téristiques que pr~cédcJniment.. 
Valables jusqu’h 18 mois ces données de Naheul 
permetkent d’af8rmer la relation suivante : l’arrèt 
de l’allaitement entraine une fécont5t.é accrue ; 
c.es données permet,tent aussi d’en mesurer 1’incidenc.e :
doublement, des quotients aprk sevrage. 
Le tableau IV WL issu de données recueillies au 
Sénkgal (LACOMBE E., 1970). Ces données sont 
ditT-‘érenks, on connaît. trés pr&.isément l’àge au 
décés de l’enfant (n) mais on ignore si c.et enfant 
a été ou non sevrt avant son déc&. 
TABLEAU IV 
Qnoiienis mensuels de fcicondiffi (en YO) avant cd uprès le d&ks 
d’un enfrrnt (Fakao) 
Âge au db& en mois de l’enfant 
(rang n) 
I 1 o-5 S-11 
I-I- 
Intervalles 
/ 27-32 ! .05 1 .0-L 
en mois 
entre 
--- 
naissance 9-14 .08 .17 
et. --- 
3-R .11 .Ol 
conception - -l 
o-2 
I I 
- 
. _ 
. . 
1: . . 
Not.e au tableau d : 
Puùlié par LACOMBE et. V~LJGELADE 196.9, ce tahlcau 
comportait. des erreurs de c.alculs (calculs manuels). Ce 
t.ahlrau 1 est donc im correctif. 
Dans ce cas le schéma (bâti pour de t,ellrs données) 
permet une estimat,ion de l’âge au sevrage. La 
liaison ent,re dé& et fécondité se relàche avec la 
durée de survie. Il y a sevrage à 100 % quand il 
n’y a plus d’écart entre les qu0tient.s de part. et 
d’autre de la G diagonale u. 
En cor~clrrsiorz on peut définir les c.onditions opti- 
males d’utilisation de ce schéma. Cette mét.hode 
d’analyse détermine précisément, l’intensité et le 
sens de la liaison entre fécondité et allaitement 
quand on dispose de données sur la mortaliik dans 
l’enfance avec la précision supplémentaire suivante : 
l’enfant lors de son décés ét,aiL-il encore allaité. 
Dans les autres cas l’intensitk peut ètre mesurée 
mais pas le sens de la relat.ion. 
Calr. O.R.S.T.O.Ai., sr’r. Sci. Hum., vol. XII‘, n” 4, 1977: 421-404. 
424 B. LAC;OMBE, D. BENOIT, P. ,IVENAIS ET ‘1. MARCOU‘C 
AVATEXE : Modes de calcul des quotients dans les 
carrés traversés par la diagonale 
Pour calculer le quotient dans un c,arrb. traversé 
par la o diagonale )F, l’effectif des femmes doit être 
corrigé : celles ayant conçu au-dessus de la (( diago- 
nale 1) n’ont pas ét.é soumises au même risque que 
celles qui ont conqu au-dessous de c.ette Q diagonale 1). 
Nous devons éliminer les perturbations apportées par 
les femmes ayant conçu dans le triangle. Les quotients 
obtenus ne c.oncerneront donc que des kénements 
d’un même côté de la (1 diagonale 1). 
Deux mbthodes sont possibles : 
1. Nous calculons le quotient, dans le traphe 
(m,fn,), ce qui revient & remplacer le triangle nB 
par le hiangle n,. Le quotient obtenu n’est pas 
exactement le quotient de l’intervalle retenu. 
2. Nous c.alculons le quotient dans le carré 
(m2+n,), mais la valeur du triangle n2 est. remplacée 
par m,/7. Dans ce cas l’hypotht’se qui est. faSe est 
que la féc.onditB est constante dans le carré au-dessus 
de la diagonale (la surface du triangle est le 118 de 
la surface du carré). 
Remarquons que les deux procédures de calcul 
/ 
m2 
n2 
f 
nl 
ml 
/ 
donnent des résultats aléatoirement difftrent-s si 
l’on examine la série des quotients, mais les conclu- 
sions restent les mêmes. 
Mnnuscrif rep au Service des Pzzblicafions de I’O.R.S.T.O.M., 
le 28 ft%rier 1978. 
BIBLIOGRAPHIE 
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Cah. O.R.S.T.O.M., SE~. Sci. Ifum., vol. XIV, no i, 1977: del-422. 


Une méthode d'analyse pour mesurer l'influence du sevrage sur la fécondité

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