- 1 Si la répartition par âge du nombre absolu des décès directement causés par le conflit présente un (...)
1En raison de l’extrême violence qui accompagne les conflits à dominante ethnique qui s’en prennent théoriquement à toutes les personnes du ou des groupes ethniques visés, on pourrait imaginer que la mortalité résultant de ces conflits touche également tous les groupes d’âges avec la même intensité. L’exploitation des enquêtes réalisées suite à ce type de conflit montre néanmoins une réalité beaucoup plus nuancée, avec des taux de mortalité causée par les violences associées au conflit plus élevés chez les personnes âgées que chez les adultes plus jeunes et les enfants (Bergouignan et Eljim, 2022 ; Spiegel et Salama, 2000). Cette surmortalité des personnes âgées directement causée par ces conflits à dominante ethnique n’a pas été fréquemment identifiée, probablement en raison de la composition par âge en général jeune (Kosovo en 1999), voire très jeune (Burundi en 1993, Rwanda en 1994) des populations concernées, ce qui réduit le poids des plus âgés dans le décompte du nombre de décès1. L’objet de cet article est d’examiner une des hypothèses permettant d’expliquer cette surexposition des personnes âgées aux tueries associées aux conflits à dominante ethnique à travers l’exemple des massacres de masse de l’année 1993 au Burundi. Ces hypothèses se regroupent principalement selon deux familles. D’une part, on pourrait imaginer que la surmortalité des personnes âgées résulte de leur moindre aptitude physique et psychologique à la fuite face au risque d’être assassinées. D’autre part, on pourrait imaginer que la surmortalité des personnes âgées lors de ces tueries est la conséquence de leur plus grande notoriété dans des conflits où les tueurs s’appuient sur l’élaboration de listes de leurs futures victimes. L’examen de l’hypothèse de fuite différentielle s’appuie sur l’exploitation des données de l’Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction (ESDSR) organisée au Burundi en 2002 (une description complète de la réalisation de cette enquête est fournie dans Blayo et al., 1993 ; une description sommaire de l’enquête est proposée dans l’annexe méthodologique, partie A, à la fin de cet article, où l’enquête et les méthodes d’estimation des taux de mortalité sont présentées). Il est précédé d’une description du lien entre l’âge et les différentes formes de mortalité ayant prévalu au Burundi en 1993 et de la géographie comparée de la mortalité de guerre des personnes âgées et des autres catégories d’âges.
2Dans un conflit considéré comme « conventionnel », c’est-à-dire opposant des armées régulières respectant les conventions internationales, on peut imaginer que la surmortalité résultant de ce conflit concernera essentiellement les personnes susceptibles d’être impliquées dans les combats de ces armées régulières. Bien que depuis les années 1960, les armées régulières (professionnelles ou non) comprennent une proportion croissante de femmes dans leurs forces combattantes, celles-ci restent très majoritairement composées d’hommes adultes assez jeunes. Au-delà du non-respect des conventions internationales pendant la première guerre mondiale, y compris sur le front occidental (Horne et Kramer, 2001), le profil par sexe et âge de la surmortalité survenue en France pendant ce conflit semble refléter cette implication presque exclusive des jeunes hommes adultes (voir encadré).
Encadré. Le profil par sexe et âge de la surmortalité en France en 1914, 1915 et 1916
Au regard des deux années précédentes (1912 et 1913), la surmortalité pendant la première guerre mondiale atteint son niveau le plus élevé chez les jeunes hommes de 20 ans pour être négligeable chez les hommes âgés de 50 et 65 ans, et chez les femmes de moins de 65 ans (figure a). Pour les hommes comme pour les femmes, on observe également une surmortalité au-delà de 65 ans (figure b) qui pourrait s’expliquer facilement par la plus grande vulnérabilité physique de ces personnes face à la mortalité indirectement liée au conflit du fait de la détérioration des conditions de vie et/ou d’éventuels déplacements forcés (notamment pour les populations du Nord et de l’Est de la France).
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Source secondaire : Human Mortality Database ; Source primaire : Statistique générale de la France, exploitée par Vallin et Meslé, 2001. Traitement : auteur. |
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Source secondaire : Human Mortality Database ; Source primaire : Statistique générale de la France, exploitée par Vallin et Meslé, 2001. Traitement : auteur. |
- 2 Dans l’ensemble de cet article, la mortalité résultant directement des violences liées à un conflit (...)
- 3 Débuté en octobre 1993, le conflit burundais s’achève au cours des années 2000, bien qu’il soit dif (...)
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3Il est en revanche moins attendu que la surmortalité résultant directement des violences liées à un conflit2 affecte les personnes âgées de façon plus intense que les autres groupes d’âges. Tout au plus, on imagine facilement que lors de bombardements massifs ou de massacres de populations civiles toutes les personnes indépendamment de leur sexe et âge puissent être frappées avec une intensité voisine. Or, ce n’est pas ce que l’on observe au Burundi en 19933 (figure 1) et dans au moins deux autres conflits à forte dimension ethnique : celui survenu au Rwanda voisin en 1994 et celui survenu au Kosovo en 1999. Dans ces trois conflits, la surmortalité résultant directement des violences liées au conflit, principalement via les massacres de populations civiles, aura touché les populations des deux sexes de façon croissante avec leur âge4 (Bergouignan et Eljim, 2022 ; Spiegel et Salama, 2000). Au Burundi, ce sont les données de l’Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction réalisée en 2002 qui ont permis ce constat5, au Rwanda, ce sont les données des enquêtes démographiques et de santé, réalisées en 2000 et en 2005, et au Kosovo, ce sont une enquête sociodémographique et de santé de la reproduction et une enquête épidémiologique, toutes deux réalisées fin 1999. Si ce constat se vérifie pour l’ensemble de la « crise6 » politique burundaise des années 1990 (figures 1 et 2), c’est particulièrement vrai pour l’année 1993 au cours de laquelle l’assassinat du président Melchior Ndadaye (fin octobre) donne lieu à d’importants massacres de masse. On y observe une mortalité de guerre très intense avec, pour chaque âge adulte, des taux supérieurs ou très proches des taux de mortalité par une autre cause que la guerre. Les années suivantes (1994-2001), caractérisées par une violence plus diffuse (affrontements entre militaires et rebelles, attentats, massacres isolés), présentent également une mortalité de guerre qui tend à augmenter avec l’âge, mais les taux correspondants sont nettement plus faibles et leur association avec l’âge est moins marquée qu’en 1993. C’est la raison pour laquelle on privilégiera ici l’année 1993 au Burundi pour analyser le lien entre âge élevé et mortalité de guerre. On remarque également (figure 3), de façon assez prévisible, l’effet de la détérioration des conditions de vie en raison du conflit sur la mortalité non directement causée par les violences de guerre des enfants de moins de 5 ans, mais surtout sur le même type de mortalité des adultes, en particulier les plus âgés. En effet, on constate chez les enfants âgés de moins de 5 ans et, de façon croissante avec l’âge, chez les adultes âgés d’au moins 35 ans, des taux de mortalité par une cause autre que les violences liées au conflit plus élevés en 1993-20017 qu’en 1985-19928. Pour analyser le lien entre âge élevé et surmortalité indirectement liée au conflit, la différence entre les taux de mortalité par une cause autre que la guerre en 1993-2001 et en 1985-1992 sera ici privilégiée. D’un point de vue interprétatif, le regroupement des années de conflit en un groupe unique 1993-2001 ne pose pas de problème dans la mesure où, contrairement à la mortalité directement causée par les violences liées au conflit qui est très différente en 1993 de ce qu’elle est en 1994-2001, la mortalité résultant des conséquences indirectes du conflit sur les conditions de vie s’inscrit dans le temps long, notamment à travers les déplacements contraints, les pénuries alimentaires et la perturbation de l’activité des services de santé (Office d’Aide humanitaire, 2004).
4Il existe plusieurs mécanismes psychosociologiques ou ethnodémographiques associés aux deux familles d’hypothèses proposées pour tenter d’expliquer cette vulnérabilité croissante avec l’âge face à la mortalité directement causée par les violences de guerre. Ainsi, la faiblesse physique de certaines personnes âgées peut, en plus d’accroître leur mortalité indirectement liée au conflit, augmenter leur mortalité directement liée à celui-ci en accroissant leurs craintes d’une mobilité éprouvante qui permettrait de fuir des violences imminentes. Ces craintes des personnes âgées à la santé fragile viendraient se combiner aux très fortes réticences psychologiques qu’éprouvent les personnes âgées, y compris celles physiquement aptes à une mobilité, à changer brutalement d’environnement. Cette hypothèse d’une moindre fuite des violences est sans doute renforcée par le fait que cette résistance psychologique à l’abandon du cadre de vie habituel n’est pas dissonante avec le souhait de protéger ses proches, contrairement aux adultes plus jeunes qui fuient souvent pour faire échapper à la mort les enfants dont ils ont la charge. La troisième d’entre elles concerne la vulnérabilité « ethnodémographique » des personnes âgées qui, dans les sociétés n’ayant pas terminé leur transition démographique, sont peu représentées et donc souvent très connues à l’échelle de leur communauté, ce qui, en particulier dans un conflit à dimension génocidaire où des listes des futures victimes sont élaborées par les tueurs, les rend très vulnérables à une identification par ces tueurs. La dernière d’entre elles concerne la vulnérabilité « symbolique » des personnes âgées qui, dans beaucoup de sociétés traditionnelles, font l’objet d’une considération particulière par leur communauté, de sorte que s’en prendre à elles en priorité pourrait être, pour les tueurs, une façon d’humilier cette communauté. Cet article propose d’examiner ces hypothèses pouvant expliquer que dans ce conflit à dominante ethnique de la fin du xxe siècle, les personnes âgées aient été particulièrement touchées par la surmortalité directement liée au conflit. Pour tenter de mesurer la portée effective de ces hypothèses, cet article s’appuiera sur les données de l’ESDSR réalisée au Burundi en 2002.
5Après avoir mesuré la surmortalité des personnes âgées directement liée au conflit en 1993 et indirectement liée au conflit en 1993-2001 à partir de l’enquête, à l’échelle des provinces du Burundi, l’article cherchera à relier cette surmortalité des personnes âgées directement liée au confit en 1993 avec le niveau de mobilité forcée des populations à ce même niveau provincial. Il s’agira de tenter de vérifier si les hypothèses associées à une éventuelle moindre mobilité des personnes âgées sont de nature à expliquer leur surmortalité directement liée au conflit.
Figure 1. Taux de mortalité par âge quinquennal en 1993 au Burundi (‰ personnes.années), selon la cause.
Note : Les taux de mortalité correspondants aux pères/mères des enquêtés ont été estimés à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leur père/mère ; les taux de mortalité correspondants aux fils/filles des enquêtés ont été estimés à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs fils/filles.
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur (Bergouignan, 2022).
Figure 2. Taux de mortalité par âge quinquennal en 1994-2001 au Burundi (‰ personnes.années), selon la cause.
Note : Les taux de mortalité correspondants aux pères/mères des enquêtés ont été estimés à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leur père/mère ; les taux de mortalité correspondants aux fils/filles des enquêtés ont été estimés à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs fils/filles.
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur (Bergouignan, 2022).
Figure 3. Taux de mortalité par âge quinquennal en 1985-1992 et en 1993-2001 au Burundi résultant d’une autre cause que les violences directement liées au conflit (‰ personnes.années).
Note : Les taux de mortalité correspondants aux pères/mères des enquêtés ont été estimés à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leur père/mère ; les taux de mortalité correspondants aux fils/filles des enquêtés ont été estimés à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs fils/filles.
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur.
- 9 Dans 3 provinces, moins de 100 personnes enquêtées ont déclaré une mère âgée d’au moins 60 ans en 1 (...)
- 10 Dans toutes les provinces, plus de 100 personnes enquêtées ont déclaré une mère âgée d’au moins 50 (...)
6Contrairement aux taux de mortalité estimés pour l’ensemble du Burundi, les estimations des taux de mortalité de guerre à l’échelle de chacune des 17 provinces ont été calculées par sexe et selon un grand groupe d’âges (50 ans ou plus) afin d’éviter des fluctuations aléatoires trop importantes pour des indices concernant les âges élevés. De façon à rendre compte plus précisément de la mortalité de guerre provinciale des personnes âgées, il aurait sans doute été souhaitable de fixer la limite d’âge définissant ce groupe à 60 ans, voire à 65 ans, plutôt qu’à 50 ans. En termes d’échantillonnage, la très grande jeunesse de la population burundaise a néanmoins pour conséquence de conduire à observer, à l’échelle des sous-échantillons provinciaux, de très faibles effectifs de personnes enquêtées suffisamment âgées lors de l’enquête pour que leurs parents (dont ils déclarent la survie) soient susceptibles d’avoir atteint 60 ans en 19939. En abaissant cette limite d’âge à 50 ans en 1993, les effectifs en cause deviennent alors nettement plus importants10. Par ailleurs, dans une population très jeune et dont l’espérance de vie à l’âge adulte était relativement limitée à la veille du conflit, la perception sociale de l’âge peut différer assez fortement de ce qui prévaut dans une population plus âgée dont l’espérance de vie à l’âge adulte est beaucoup plus importante.
- 11 Voir présentation générale du plan de sondage dans l’annexe méthodologique, partie A.
- 12 Quarante-trois communes ont été déclarées par moins de 10 enquêtés comme étant leur lieu de résiden (...)
7Par ailleurs, en mobilisant les réponses au tableau sur les lieux de résidence successifs éventuellement occupés depuis le début de l’année 1993 (voir description du questionnaire en annexe, partie A), ces taux de mortalité de guerre ont été estimés non pas en fonction de la province dans laquelle les enquêtés déclarant la survie de leurs proches résidaient en 2002, mais en fonction de la province dans laquelle ils résidaient en 1993, soit avant le début du conflit. Au-delà du fait que le lieu de résidence de l’enquêté ne correspond pas obligatoirement au lieu de résidence de la personne dont il déclare la survie, le choix de ce lieu comme espace de référence pour estimer la mortalité revêt une signification différente selon qu’il s’agit du lieu de résidence à l’enquête (en 2002) ou du lieu de résidence en 1993. Résultant des migrations sélectives liées au conflit (fuite des massacres et protection des survivants, notamment pour les migrations de 1993-1994, ou regroupements forcés pour isoler la rébellion des populations rurales, surtout pour les migrations de 1997-1998), le lieu d’enquête en 2002, en particulier considéré à l’échelle des grappes de sondage11, construit une homogénéité des populations de ces grappes en termes de vécu du conflit (Amnesty International, 1997). C’est la raison pour laquelle l’analyse de la mortalité selon les grappes d’enquête correspondant à la résidence des enquêtés en 2002 a été privilégiée pour comprendre les ressorts sociaux, ethniques et régionaux de la mortalité de guerre (Bergouignan, 2022). En revanche, s’agissant de faire le lien entre la mobilité des personnes (ou leur absence de mobilité) et la mortalité causée par le conflit, il faut considérer le lieu de résidence avant le conflit, donc début 1993, ce que permet le tableau listant les résidences déclarées par les enquêtés. Ce lieu de résidence avant le conflit se définit nécessairement au niveau provincial. Cette nécessité s’explique d’une part par le ciblage des 50 ans ou plus qui, du fait de la jeunesse de la population, représenteraient des petits effectifs à l’échelle des communes. Cette nécessité se justifie d’autre part par le plan de sondage qui n’était pas stratifié selon les communes, mais selon des niveaux géographiques supérieurs. Ainsi, certaines communes ne comprenaient aucune grappe enquêtée en 2002. Autrement dit, la seule possibilité que des enquêtés déclarent avoir résidé en 1993 dans ces communes dépourvues de grappe échantillonnée en 2002 repose sur l’existence d’enquêtés ayant résidé dans ces communes en 1993 pour ensuite migrer vers une grappe enquêtée et s’y trouver en 2002. Bien que les perturbations engendrées par le conflit aient impliqué d’importantes migrations, pour chacune des 46 communes ne comprenant aucune grappe échantillonnée, on compte peu de personnes enquêtées déclarant y avoir résidé en 1993. En effet, beaucoup de migrations ont été intracommunales, notamment celles depuis la résidence d’origine vers un camp de déplacés. On trouve ainsi des communes de résidence en 1993 déclarées par seulement quelques enquêtés ayant migré vers une commune comprenant au moins une grappe échantillonnée12. En revanche, toutes les provinces sont représentées de manière conséquente parmi les résidences déclarées pour 1993 puisque la partie rurale du sondage était stratifiée en fonction de la province de résidence en 2002.
8L’estimation de la surmortalité des personnes âgées indirectement liée au conflit en 1993-2001 à l’échelle des provinces est envisagée pour le même groupe d’âges (50 ans ou plus) et également en fonction de la province de résidence déclarée par l’enquêté pour le début de l’année 1993 et non en fonction de la province dans laquelle il a été enquêté en 2002. Pour cette estimation on calcule donc la différence, selon la province de résidence déclarée par l’enquêté pour le début de l’année 1993, entre le taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre en 1993-2001 et le taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre en 1985-1992.
Figure 4. Corrélation entre les taux provinciaux globaux de mortalité de guerre en 1993 (‰ personnes.années) et les taux provinciaux de mortalité de guerre des personnes de 50 ans ou plus en 1993 (‰ personnes.années).
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur.
9À l’échelle des 17 provinces du Burundi, en 1993, la corrélation entre le taux global de mortalité directement causée par les violences du conflit et le taux de mortalité des 50 ans ou plus résultant aussi de ces violences est assez importante. Cette corrélation montre que lorsque les massacres de 1993 ont été globalement intenses comme dans les provinces du Nord, du Centre et de l’Est (Bubanza, Ngozi, Kirundo, Gitega, Karuzi et Ruyigi), ils ont très fortement touché les femmes et les hommes de 50 ans ou plus. Ce résultat n’est pas la conséquence mécanique d’un effet de composition puisque les 50 ans ou plus ne représentaient jamais plus de 15 % de la population de ces provinces. Dans presque toutes les provinces, on retrouve d’ailleurs une mortalité de 1993 directement causée par les violences liées au conflit plus élevée chez les personnes de 50 ans ou plus que pour la population dans son ensemble, comme ce qui est constaté à l’échelle de la totalité du Burundi. La corrélation entre le taux global de mortalité directement causée par les violences du conflit et le taux de mortalité des 50 ans ou plus résultant aussi des violences liées au conflit est plus importante chez les femmes (figure 4). Cette différence de niveau de corrélation entre les hommes et les femmes peut s’expliquer par le fait que, dans quelques rares provinces, la mortalité directement due aux violences du conflit, survenue en 1993, résulte moins des massacres de masse que de la répression militaire ayant plutôt touché les jeunes hommes adultes. Dans ces quelques provinces, on observe donc un taux global de mortalité de guerre des hommes intermédiaire (entre 10 et 20 ‰ personnes.années) et un taux de mortalité de guerre des hommes de 50 ans ou plus assez faible (autour de 5 ‰ personnes.années). Les femmes étant beaucoup moins impliquées dans ces manifestations politiques violentes, elles ont été moins touchées par la répression militaire, de sorte que, dans ces provinces où le taux de mortalité de guerre des femmes de 50 ans ou plus est faible (autour de 5 ‰ personnes.années), le taux global de mortalité de guerre des femmes est également faible.
- 13 Avec une p-valeur < 0,02 au test de Student à 15 degrés de liberté (= 17 provinces - 2).
10Le lien géographique entre mortalité directement causée par les violences résultant du conflit et surmortalité des personnes de 50 ans ou plus indirectement liée au conflit est assez net (figure 7), sans toutefois présenter une détermination très importante (R2 = 34,4 %), mais statistiquement significative13. Concernant la mortalité des personnes de 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre, l’écart entre les niveaux estimés pour la période de conflit (en 1993-2001) et ceux estimés pour la période précédant le conflit (en 1985-1992) atteint ainsi des niveaux très élevés dans les provinces les plus touchées par la mortalité de guerre (au Nord-Ouest : Bubanza et Cibitoke ; au Nord-Est et Centre : Kirundo, Muyinga, Ngozi, Karuzi et Gitega). Toutefois, cet écart peut être légèrement négatif, signe que la mortalité des personnes de 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre a pu modérément régresser, y compris dans des provinces où la mortalité de guerre a été relativement importante (Rutana). Si ce cas particulier ne s’explique pas aisément par le contexte de cette province, l’écart très important observé pour la province de Bururi – en dépit d’une mortalité de guerre étant restée assez modérée – se comprend plus facilement. Il résulte probablement de l’hétérogénéité de Bururi vis-à-vis du conflit, avec, d’un côté, la commune du Mugamba caractérisée par une forte présence militaire (Bergouignan, 2022) et donc peu touchée par les massacres de 1993 et, de l’autre, la commune de Rumonge où les déplacements forcés de population vers les camps en 1997-1998 ont été massifs, entraînant une détérioration des conditions de vie.
Figure 5. Corrélation entre les taux globaux provinciaux de mortalité de guerre 1993-2001 (‰ personnes.années) et les écarts, pour chaque province, entre les taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre de la période 1993-2001 et ceux de la période 1985-1992.
Note : Chaque point correspond à une province, avec en abscisse le taux global de mortalité de guerre mesuré pour la période 1993-2001 et en ordonnée l’écart entre le taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre de la période 1993-2001 et le taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre de la période 1985-1992.
Exemples : Dans la province de Bururi, le taux global de mortalité de guerre a été de 8,11 ‰ personnes.années en 1993-2001 (en abscisse), le taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre a été de 24,55 ‰ personnes.années en 1985-1992 et de 48,81 ‰ personnes.années en 1993-2001, soit un écart de 24,26 ‰ personnes.années entre les deux périodes (en ordonnée).
Dans la province de Rutana, le taux global de mortalité de guerre a été de 11,50 ‰ personnes.années en 1993-2001 (en abscisse), le taux de mortalité des 50 ans ou plus par une autre cause que la guerre a été de 48,64 ‰ personnes.années en 1985-1992 et de 41,82 ‰ personnes.années en 1993-2001, soit un écart de -6,82 ‰ personnes.années entre les deux périodes (en ordonnée).
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur.
- 14 Les proportions de personnes ayant migré calculées directement à partir de l’enquête le sont parmi (...)
11Grâce au tableau listant les résidences des enquêtés depuis début 1993, on peut essayer de vérifier l’hypothèse selon laquelle les taux de mortalité de guerre de 1993 plus élevés chez les personnes âgées s’expliqueraient par une moindre propension à fuir les massacres de masse survenus en octobre, soit en raison d’un enracinement psychologique plus important dans l’espace d’habitat, soit en raison d’une mobilité réduite chez les plus âgées d’entre elles. Cette vérification ne peut cependant pas être envisagée dans une perspective directe selon laquelle on comparerait, en fonction de leur âge et en fonction de la mortalité de guerre des personnes âgées de 50 ans ou plus de leur province d’origine, les proportions de personnes ayant quitté leur lieu de résidence initial (sans qu’il s’agisse nécessairement d’un changement de province). En effet, ces proportions étant, de façon évidente, calculées parmi les enquêtés, elles ne concernent que des personnes ayant survécu aux massacres de masse, survie pouvant précisément être le résultat de leur mobilité qui peut elle-même exprimer également la crainte du renouvellement d’événements après qu’ils aient pris fin. Autrement dit, dans une province où les personnes âgées ont été massivement tuées en 1993, on pourrait observer une proportion importante d’enquêtés (donc de survivants) âgés ayant migré sans que l’on puisse conclure que cela témoigne d’une capacité à échapper aux massacres, puisque les personnes âgées tuées l’ont peut-être été parce qu’elles n’ont pas fui et que ces migrations ont pu intervenir juste après les massacres dans la crainte d’une nouvelle flambée de violence. Pour remédier en partie à ce problème, on peut corriger les proportions d’enquêtés ayant migré depuis début 1993 par les probabilités de survie de chaque groupe au cours de l’année 199314. On compare donc les probabilités de migrer ainsi corrigées par les probabilités de survie selon qu’il s’agit de personnes âgées de 50 ans ou plus en 1993 ou de personnes âgées de moins de 50 ans en 1993 (figures 6 et 7). En l’absence de correction par la survie (figure 6), la proportion de personnes ayant migré au cours de l’année 1993 semble varier assez peu en fonction de l’âge puisque les points représentant les provinces se répartissent autour de la première bissectrice du plan matérialisant l’égalité de la proportion provinciale de migrants selon qu’il s’agit de personnes de moins de 50 ans ou de personnes de 50 ans ou plus. C’est particulièrement vrai pour les hommes avec à peu près autant de provinces où la proportion d’hommes ayant migré en 1993 est supérieure chez les moins de 50 ans (donc situées en dessous de la première bissectrice du plan) que de provinces où la proportion d’hommes ayant migré en 1993 est supérieure chez les 50 ans ou plus (donc situées au-dessus de la première bissectrice du plan). Le constat est moins net s’agissant des femmes avec un peu plus de provinces où la proportion de femmes ayant migré en 1993 est supérieure chez les moins de 50 ans (donc situées en dessous de la première bissectrice du plan) que de provinces où la proportion de femmes ayant migré en 1993 est supérieure chez les 50 ans ou plus (donc situées au-dessus de la première bissectrice du plan). La correction par la survie en 1993 (figure 7) modifie un peu la comparaison du fait de la plus forte mortalité des personnes de 50 ans ou plus, de sorte que, pour les femmes, mais aussi pour les hommes, on compte davantage de provinces où la proportion d’hommes ayant migré en 1993 est supérieure chez les moins de 50 ans (donc situées en dessous de la première bissectrice du plan) que de provinces où la proportion d’hommes ayant migré en 1993 est supérieure chez les 50 ans ou plus (donc situées au-dessus de la première bissectrice du plan). De manière générale, on remarque davantage une corrélation qu’une différence liée à l’âge entre les proportions de personnes ayant migré en 1993 estimées pour une même province. De fait, à l’échelle des 17 provinces du Burundi, les coefficients de détermination (R2) sont de l’ordre de 75 % entre les proportions de personnes de moins de 50 ans ayant migré en 1993 et les proportions de personnes de 50 ans ou plus ayant migré en 1993. Autrement dit, on observe davantage de différences entre les provinces de la proportion de personnes ayant migré en 1993 que de différences entre les âges au sein d’une même province. Comme s’agissant de la mortalité de 1993 résultant directement des violences liées au conflit, ce sont d’ailleurs plutôt des provinces du Nord-Est (Kirundo et Ngozi) et du Nord-Ouest (Cibitoke) qui présentent les niveaux de migration les plus élevés pour l’année 1993. Pour autant, dans certaines provinces du Centre du pays (Gitega ou Karuzi) caractérisées par une forte mortalité résultant directement des violences liées au conflit, pour les 50 ans ou plus comme pour l’ensemble des âges, les niveaux de migration en 1993 (corrigés ou non de la survie) restent modestes quel que soit l’âge.
Figure 6. Proportions provinciales de personnes ayant migré en 1993 – non corrigées de la survie au cours de l’année 1993 – pour les moins de 50 ans et les 50 ans ou plus.
Note de lecture : Dans la province de Rutana, 30,0 % des hommes enquêtés âgés de 0-49 ans en 1993 ont déclaré avoir migré au cours de cette année (abscisse) et 50,2 % des hommes enquêtés âgés de 50 ans ou plus en 1993 ont déclaré avoir migré au cours de cette année (ordonnée). Autrement dit, dans la province de Rutana, les hommes enquêtés âgés de 0-49 ans en 1993 ayant migré et survécu au cours de cette année représentent 30,0 % des hommes de cet âge ayant survécu (abscisse) et les hommes enquêtés âgés de 50 ans ou plus en 1993 ayant migré et survécu au cours de cette année représentent 50,2 % des hommes de cet âge ayant survécu (ordonnée).
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur.
Figure 7. Proportions provinciales de personnes ayant migré en 1993 – corrigées de la survie au cours de l’année 1993 – pour les moins de 50 ans et les 50 ans ou plus.
Note de lecture : Dans la province de Rutana, les hommes âgés de 0-49 ans en 1993 ayant migré et survécu au cours de cette année représentent 29,7 % des hommes de cet âge en vie au début de 1993 (abscisse) et les hommes âgés de 50 ans ou plus en 1993 ayant migré et survécu au cours de cette année représentent 47,0 % des hommes de cet âge en vie au début de 1993 (ordonnée).
Source : ESDSR Burundi 2002.
Traitement : auteur.
12Si les constats réalisés à l’échelle des provinces reproduisent dans la très grande majorité des cas la surmortalité directement et indirectement liée au conflit croissante avec l’âge observée à l’échelle de l’ensemble du Burundi, tenter de décomposer, à partir des données d’une enquête rétrospective, les raisons de ces surmortalités, reste très difficile. Néanmoins, la mobilisation des données issues des déclarations des enquêtés sur leurs résidences successives depuis début 1993 permet de relativiser le rôle d’une éventuelle mobilité différentielle entre les personnes âgées de 50 ans ou plus et les personnes plus jeunes pour expliquer la croissance avec l’âge de l’exposition aux massacres de masse de fin 1993. En effet, même corrigée de la survie différentielle des populations, la proportion de personnes de 50 ans ou plus ayant migré en 1993 ne diffère pas beaucoup de celle mesurée chez les personnes plus jeunes, bien qu’elle soit légèrement inférieure dans la majorité des provinces. Si l’on considère le contexte, la soudaineté et la brièveté des massacres de fin octobre 1993 (United Nations, 1996), cette faible différence de propension à migrer entre les âges semble a posteriori assez logique. Les prises d’otages ayant le plus souvent précédé les massacres ayant été déclenchées en quelques heures, elles ont, dans la plupart des cas, surpris les populations qui en étaient potentiellement la cible, qui pour l’essentiel n’ont probablement pas pu, quel que soit leur âge, organiser leur fuite pour y échapper. Les proportions relativement élevées de personnes ayant migré en 1993, observées pour tous les âges dans certaines provinces du Burundi, apparaissent donc davantage comme une réaction suite aux massacres face à leur possible répétition que comme une anticipation d’adaptation ayant permis de les éviter. Cette interprétation de la migration comme réaction aux massacres déjà commis se justifie d’autant plus que c’est très souvent dans les provinces les plus touchées par les massacres de 1993 que les migrations ont été les plus intenses quel que soit l’âge des personnes. La surmortalité des personnes âgées lors de ces massacres ne trouve donc probablement pas son origine dans une plus faible propension à migrer que les personnes des autres âges. Non seulement, cette plus faible propension à migrer des personnes âgées ne s’observe que dans quelques provinces et, lorsqu’on l’observe, elle est très peu marquée et s’est sans doute manifestée a posteriori. Ce sont ainsi plutôt les autres hypothèses qui doivent être mobilisées pour comprendre la surmortalité des personnes âgées directement due aux violences du conflit. L’hypothèse « ethnodémographique » semble particulièrement adaptée à la population très jeune du Burundi des années 1990 au sein de laquelle la rareté des personnes âgées contribue à leur notoriété. Cette notoriété est par ailleurs encore renforcée, notamment pour les hommes, par la croissance avec l’âge des prises de responsabilités et, plus largement, par leur rôle communautaire symbolique. Dans un contexte où une partie des massacres de la fin octobre 1993, en particulier lors des prises d’otages, se sont basés sur des listes établies par les tueurs (United Nations, 1996), cette notoriété peut en revanche devenir un facteur majeur de surexposition à ces tueries. Cela pourrait d’ailleurs expliquer qu’en 1993 la surmortalité des femmes résultant directement des violences liées au conflit apparaisse à des âges plus tardifs que pour les hommes (figure 3). En effet, dans une société à dominante patriarcale, la notoriété des femmes âgées les surexposant aux massacres serait plutôt la conséquence de leur rareté démographique alors que la notoriété des hommes serait plus précoce dans les âges, car mêlant la rareté démographique des plus âgés à la prise croissante de responsabilités communautaires au fil des âges adultes.
13Au-delà des premiers jours très meurtriers du conflit burundais fin octobre 1993, on peut s’interroger sur la possibilité de généraliser la conclusion ici proposée aux autres conflits à dominante ethnique survenant dans des populations très jeunes n’ayant pas achevé leur transition démographique. L’exemple du Rwanda voisin d’avril à juillet 1994, pour lequel il était également possible de montrer une surmortalité des personnes âgées assassinées lors du génocide (Bergouignan et Eljim, 2022), conduit à des conclusions nuancées sur ce plan. Si la croissance avec l’âge des victimes de cette mortalité directement causée par le génocide résulte aussi sans doute d’un effet de notoriété des plus âgés via l’existence de listes élaborées par les tueurs, il est possible que d’autres facteurs aient pu entrer en jeu. Cette possible différence entre le Burundi et le Rwanda pourrait notamment provenir de la durée de la phase la plus intense des massacres de masse : alors qu’ils ont duré quelques jours au Burundi, ils ont continué pendant près d’une centaine de jours au Rwanda. Autrement dit, il est possible qu’au Rwanda une mobilité différentielle selon l’âge participe aussi à la croissance avec l’âge du risque d’être tué. Après le déclenchement du génocide rwandais les 6-7 avril 1994, la fuite des survivants aux premières tueries – sans doute déjà plus jeunes, car moins directement identifiés par les tueurs – a pu permettre à certains des plus mobiles d’entre eux (ce qui exclut les personnes les plus âgées) d’échapper à des massacres qui se sont poursuivis pendant plusieurs semaines. On peut donc supposer qu’au Rwanda la combinaison de ces deux facteurs de surexposition au risque d’assassinat ait quasiment entraîné l’extermination totale des personnes de 50 ans ou plus ciblées par le génocide, les autres groupes d’âges, bien que très massivement touchés, comptant très probablement des proportions plus élevées de survivants. Au Burundi, la moindre durée des massacres et leur répression militaire rapide se traduit par un bilan un peu plus nuancé avec, non seulement, des proportions bien plus élevées de survivants parmi les groupes ciblés, y compris chez les personnes âgées de 50 ans ou plus qui, sur la plus grande partie du territoire, ont pourtant été nettement plus touchées par les massacres que les autres groupes d’âges.