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Tenter de comprendre la vulnérabilité des personnes âgées dans les conflits à dominante ethnique

L’exemple du Burundi en 1993
Trying to understand elderly vulnerability in ethnic conflicts.
The Burundi 1993 example
Christophe Bergouignan

Résumés

Vulnérables à la mortalité indirectement causée par les conflits, notamment du fait de la perturbation des systèmes de soins, les personnes âgées peuvent également être fortement touchées par la mortalité directement causée par la guerre. C’est par exemple ce qui a pu être mesuré au Kosovo en 1999, pendant le génocide de 1994 au Rwanda, mais aussi lors des massacres de masse d’octobre 1993 au Burundi. Cet article cherche, dans ce contexte burundais, à comprendre pourquoi les taux de la mortalité résultant directement des violences du conflit ont été plus élevés pour les personnes âgées que pour les autres groupes d’âges. Il montre que la plus grande vulnérabilité des personnes âgées face à cette mortalité de guerre ne résulte pas de leur moindre capacité physique et/ou psychologique à fuir devant les violences, mais plus probablement de leur ciblage privilégié par les tueurs. Ce ciblage pourrait résulter de leur relative notoriété dans une population où les personnes âgées sont rares et où les quelques aînés ont un rôle symbolique important.

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Texte intégral

  • 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.

I- Le profil par âge variable de la mortalité de guerre

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).

Source secondaire : Human Mortality Database ; Source primaire : Statistique générale de la France, exploitée par Vallin et Meslé, 2001.
Traitement : auteur.
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 (...)
  • 4 Au Kosovo, les taux de mortalité de guerre croissent avec l’âge pour chacun des deux sexes mais, po (...)
  • 5 Ce constat n’est évidemment possible qu’en observant les séries de taux de mortalité de guerre par (...)
  • 6 Pour commenter leur histoire récente, beaucoup de Burundais parlent de la « crise », terme qui sera (...)
  • 7 À la différence des figures 3 et 4, dans la figure 5, les années 1993 et 1994-2001 ont été regroupé (...)
  • 8 Sans être totalement épargnée par les violences, la période 1985-1992 n’a connu que des épisodes sp (...)

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.

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.

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).

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.

II- La surmortalité des 50 ans ou plus directement et indirectement causée par le conflit à l’échelle des 17 provinces du Burundi

  • 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).

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.

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.

III- La mesure de la migration différentielle en 1993

  • 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.

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.

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.

Conclusion

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.

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Bibliographie

Amnesty International (1997), « Burundi. Forced relocation: new patterns of human rights abuses », rapport d’enquête. En ligne : https://www.refworld.org/reference/countryrep/amnesty/1997/en/35234.

Bergouignan C. (2011), « Recourir aux microsimulations pour étudier la mortalité de crise : illustration par la mortalité au Burundi en 1993 », Cahiers québécois de démographie, vol. 40, no 2, p. 299-329.

Bergouignan C. (2022), « La mortalité de guerre au Burundi pendant la période 1993-2001 », Espace, populations, sociétés, 2022/2-3.

Bergouignan C., Blayo C., Etchelecou A., Cordazzo V., Llopart M. et Okobo N. (2004), « Situation démographique et sociale du Burundi », rapport de recherche pour le FNUAP.

Bergouignan C. et Eljim K. (2022), « Le profil par âge de la mortalité violente liée aux conflits armés », in Bellis G., Brown E., Cordazzo P., De Luca Barusse V., Parant A. (dir.), Les populations vulnérables, tome 1, Aix-en-Provence, CUDEP, p 529-548.

Horne J. N. et Kramer A. (2001), German atrocities, 1914: A history of denial, New Haven (Conn.)-Londres, Yale University Press.

Office d’Aide humanitaire (ECHO), Commission européenne (2004), « Aide humanitaire aux populations vulnérables de la République du Burundi. Plan global », rapport. En ligne : https://ec.europa.eu/echo/files/funding/decisions/2004/gp_bdi_01000_fr.pdf.

Spiegel P. B. et Salama P. (2000), « War and mortality in Kosovo, 1998-99: An epidemiological testimony », The Lancet, vol. 355, p. 2204-2209.

United Nations (1996), « International Commission of Inquiry for Burundi: final report », rapport. En ligne : https://www.usip.org/sites/default/files/file/resources/collections/commissions/Burundi-Report.pdf.

Vallin J. et Meslé F. (2001), Tables de mortalité françaises pour les xixe et xxe siècles et projections pour le xxie siècle, Paris, INED.

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Annexe

A- L’enquête ESDSR Burundi 2002

La collecte des données de l’Enquête sociodémographique et de santé de la reproduction (ESDSR, Burundi 2002) s’est déroulée fin 2002 (d’août à octobre), alors que la « crise » n’avait pas encore complètement pris fin et qu’une insécurité sporadique consécutive à la présence temporaire de rebelles se manifestait dans certaines zones. La persistance de cette insécurité a eu des conséquences sur l’organisation de l’enquête (la collecte dans certains secteurs a dû être retardée dans de nombreux cas15, la présence dans chaque secteur devait être relativement brève), mais n’a en revanche pas empêché que la totalité du territoire puisse être couverte à l’issue des deux mois passés sur le terrain.

Au final, 7 119 ménages (soit 32 805 personnes) ont été enquêtés dans le cadre d’un sondage aréolaire au sein de trois strates principales (une pour le milieu rural avec 100 secteurs d’enquête, une pour le milieu urbain avec 28 secteurs d’enquête, une pour les camps de déplacés avec 40 secteurs d’enquête, soit un total de 168 grappes aréolaires16). En raison de la spécificité des contextes qu’ils ont traversés, les ménages des camps sont très surreprésentés dans l’échantillon (3 181 ménages), ce qui confère davantage de puissance statistique aux analyses concernant cette sous-population.

Plus précisément, les grappes de sondage correspondaient à :

  • des sous-collines en milieu rural, les sous-collines étant des subdivisions des collines (qui comprennent souvent deux ou trois sous-collines), elles-mêmes subdivision des communes (voir carte en annexe, partie C),
  • des zones de dénombrement en milieu urbain, les zones de dénombrement étant des subdivisions des quartiers urbains,
  • des camps de déplacés.

Les strates structurant le sondage étaient définies en fonction :

  • des provinces pour le milieu rural, soit 16 strates rurales, la province de Bujumbura-Mairie étant considérée comme exclusivement urbaine,
  • des quartiers + les villes secondaires pour le milieu urbain, soit 15 strates urbaines,
  • des grandes régions, soit 5 strates de camps.

Le questionnaire comprenait :

  • un volet dédié à l’ensemble du ménage (composition, conditions d’habitat, événements démographiques des 12 derniers mois), avec une liste spécifique destinée aux absents associés au ménage (ils correspondent aux membres du ménage vivant dans des collectivités et donc absents lors de la collecte : il s’agit principalement de militaires en casernement et d’élèves/étudiants en internat), les terres et les animaux d’élevage ;
  • un volet individuel, rempli pour toutes les personnes du ménage (sexe, date de naissance, nationalité, religion, scolarisation, niveau d’éducation, activité et situation socioprofessionnelle, vaccination, perception du SIDA, bénéfice de l’assistance humanitaire, etc.), mentionnant aussi la liste des enfants de l’enquêté (année de naissance, année d’un éventuel décès et cause sommaire de ce décès), l’année de naissance des parents de l’enquêté et leur éventuel décès (année et cause sommaire), le nombre de frères et sœurs survivants et présents au Burundi et le parcours résidentiel récent de l’enquêté (depuis 1993). Ce parcours était recueilli dans un tableau dont chaque ligne correspondait à une résidence distincte (la première ligne, remplie pour tous les enquêtés correspondait à la résidence au 1er janvier 1993) et dont les colonnes caractérisaient la résidence et la mobilité éventuelle pour la quitter (commune ou pays de résidence – si étranger –, type de résidence – ordinaire ou camps de déplacés/réfugiés –, année éventuelle de départ, assistance éventuelle pour le déplacement et cause du déplacement) ;
  • un volet spécifique destiné aux femmes de 14 ans ou plus (tableau de vie génésique comprenant la survie des enfants nés vivants, santé de la reproduction, recours aux soins, violences subies).

B- L’estimation des taux de mortalité par âge quinquennal à partir de l’enquête ESDSR Burundi 2002

L’estimation des taux de mortalité selon la cause (guerre et autre cause que la guerre) par sexe et âge quinquennal à partir des données de l’ESDSR 2002 s’appuie, pour les moins de 40 ans, sur un tableau listant les déclarations des enquêtés sur la survie de leurs enfants. Dans ce tableau, figurant en première page du bulletin individuel, chaque ligne correspondait à un enfant de l’enquêté (10 lignes étaient prévues ; en cas de descendance plus importante, les enquêteurs ajoutaient un bulletin supplémentaire). Chaque colonne de ce tableau correspondait à une caractéristique des enfants (sexe, année de naissance, année de survenue d’un éventuel décès, cause sommaire de l’éventuel décès). S’agissant de la cause de décès, plusieurs modalités étaient initialement prévues distinguant les morts violentes subdivisées en trois catégories (personne tuée lors des violences liées à la guerre17, personne victime d’un accident, personne décédée d’une autre cause violente) et les morts par d’autres causes dont le SIDA. En pratique, à la suite des premiers tests du questionnaire sur le terrain ayant précédé la réalisation de l’enquête, il a été indiqué aux enquêteurs, pendant la formation et dans le guide qui leur était fourni, qu’ils ne devaient pas chercher à connaître les causes médicales, mais se focaliser sur les personnes tuées par les violences de guerre (ou de « crise ») en les distinguant soigneusement des personnes mortes de maladie en raison de la détérioration des conditions vie du fait de la guerre et des personnes mortes de mort violente pendant la guerre, mais sans que celle-ci en soit la cause. L’absence de limite supérieure d’âge dans le recrutement des enquêtés permettait, y compris pour une période antérieure de 9 ans à l’enquête, de disposer d’informations sur la survie des enfants de ces enquêtés jusqu’à des âges assez élevés. Néanmoins, si l’on considère le début de la crise, les informations concernant des enfants ayant alors plus de 40 ans sont supposées provenir d’enquêtés âgés d’au moins 65 ans en 2002, ce qui dans une population très jeune, comme celle du Burundi, est relativement rare. C’est la raison pour laquelle cette limite supérieure d’âge de 40 ans pour l’estimation des taux de mortalité à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs enfants a été choisie.

L’estimation des taux de mortalité de guerre par sexe et âge quinquennal à partir des données de l’ESDSR 2002 s’appuie, pour les 30 ans ou plus, sur les déclarations des enquêtés sur la survie de chacun de leurs deux parents (année de naissance, année de survenue d’un éventuel décès, cause sommaire de l’éventuel décès). Cette estimation nécessite d’être corrigée des probabilités de déclaration multiple concernant un même parent en raison de la survie des membres de la fratrie qu’il a conçue. Pour réaliser cette correction, on s’appuie sur la question renseignant sur le nombre de frères et sœurs de chaque enquêté survivants et présents au Burundi à la date de l’enquête18. Par précaution, cette estimation des taux de mortalité fondée sur les déclarations des enquêtés sur la survie de leurs parents ne concerne que les âges au-delà de 30 ans. En effet, pour éviter des phénomènes de sélection différentielle massive structurelle, il est préférable de débuter les estimations pour des âges où l’immense majorité des personnes destinées à devenir parents le sont déjà. L’arrivée du premier enfant, qui fait entrer dans la population observable des parents, ne concerne par définition que des personnes n’étant pas décédées. Les personnes qui auraient eu un premier enfant, mais qui sont mortes avant de l’avoir, et étaient les plus exposées à la mortalité aux âges d’arrivée du premier enfant, sont donc structurellement éliminées des estimations. Au Burundi, l’immense majorité des personnes destinées à devenir parents le sont déjà à 30 ans. Ainsi, au Burundi, débuter les estimations des taux de mortalité issus de l’exploitation des enquêtés sur la survie de leurs parents à partir de l’âge de 30 ans apparaît comme une précaution suffisante.

Selon les mêmes principes, mais plutôt à titre comparatif, des taux de mortalité par sexe et âge quinquennal par une autre cause que les violences résultant du conflit ont également été estimés (à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs enfants pour les taux concernant les âges inférieurs à 40 ans ; à partir des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs parents pour les taux concernant les âges à partir de 30 ans).

Ainsi, pour chaque sexe et chaque ensemble de causes, on dispose de deux estimations des taux de mortalité de guerre, pour les 30-34 ans et pour les 35-39 ans, ce qui permet de vérifier leur degré de concordance. De manière générale, cette concordance apparaît comme plutôt satisfaisante (figures 1 et 2), signe que les biais liés aux corrélations familiales de la mortalité (Bergouignan, 2022 ; 2011) sont relativement limités. Quoi qu’il en soit, il n’est pas possible de considérer que les indices ici estimés sont complètement exempts de ces biais sous-estimateurs, de sorte que ces estimations constituent des valeurs minimales.

C- Carte du Burundi

Carte du Burundi

Carte du Burundi

Carte du Burundi selon les divisions administratives de niveau 1 (provinces) et de niveau 2 (communes).

Source : OCHA.

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Notes

1 Si la répartition par âge du nombre absolu des décès directement causés par le conflit présente un intérêt pour elle-même, ce sont néanmoins les taux de mortalité par sexe et âge correspondants qui permettent de percevoir l’exposition différentielle au risque d’être tué selon le sexe et l’âge.

2 Dans l’ensemble de cet article, la mortalité résultant directement des violences liées à un conflit sera également désignée comme constituant la mortalité de guerre.

3 Débuté en octobre 1993, le conflit burundais s’achève au cours des années 2000, bien qu’il soit difficile d’en dater la fin de façon précise dans la mesure où toutes les parties belligérantes n’ont pas officiellement renoncé à la violence armée au même moment.

4 Au Kosovo, les taux de mortalité de guerre croissent avec l’âge pour chacun des deux sexes mais, pour un même âge, les femmes sont nettement moins touchées que les hommes. Au Burundi, les taux de mortalité de guerre croissent avec l’âge pour chacun des deux sexes et, pour un même âge, les femmes sont presque autant touchées que les hommes. Au Rwanda, l’écart entre les taux de mortalité de 1994 et ceux des années antérieures croit avec l’âge pour chacun des deux sexes et, pour un même âge, cet écart est assez proche pour les deux sexes.

5 Ce constat n’est évidemment possible qu’en observant les séries de taux de mortalité de guerre par groupe d’âges, dans la mesure où la répartition par âge du nombre absolu des décès suite aux violences du conflit est fortement influencée par la composition par âge de la population encore assez jeune du Kosovo et très jeune du Burundi et du Rwanda. En effet, dans ces trois conflits, en termes de nombre absolu de morts violentes liées au conflit, les personnes âgées restent encore très minoritaires au regard du poids des populations plus jeunes.

6 Pour commenter leur histoire récente, beaucoup de Burundais parlent de la « crise », terme qui sera ici utilisé pour décrire la situation historique dans son ensemble, le terme de « guerre » étant réservé aux faits de violence armée, donc à la mortalité qui en découle.

7 À la différence des figures 3 et 4, dans la figure 5, les années 1993 et 1994-2001 ont été regroupées en une période unique 1993-2001. Ce regroupement permet une mesure statistiquement plus robuste des écarts entre les taux de mortalité par âge ne résultant pas directement des violences du conflit de la période 1993-2001 et ceux de la période 1985-1992. Ces écarts restant relativement modestes (du moins en comparaison de la forte mortalité directement causée par les violences du conflit de la seule année 1993), ne pas considérer l’année 1993 de façon isolée et l’incorporer dans un groupe d’années 1993-2001 permet de neutraliser les variations aléatoires.

8 Sans être totalement épargnée par les violences, la période 1985-1992 n’a connu que des épisodes sporadiques, en 1988 à Marangara et Ntega près de la frontière avec le Rwanda, ce qui, bien que perceptible dans les données de l’enquête, n’a pas eu d’impact significatif à l’échelle nationale des taux de mortalité directement liés à de telles violences. Surtout, le caractère très localisé et ponctuel de ces violences de 1988 n’implique pas de conséquence indirecte de ces violences de 1988 sur la mortalité, de sorte que l’écart entre les taux de mortalité par une autre cause que les violences de guerre de la période 1993-2001 et ceux de la période 1985-1992 constitue une estimation vraisemblable des conséquences indirectes du conflit débuté en 1993 sur la mortalité.

9 Dans 3 provinces, moins de 100 personnes enquêtées ont déclaré une mère âgée d’au moins 60 ans en 1993 et dans 11 provinces sur 17, moins de 15 personnes enquêtées ont déclaré une mère âgée d’au moins 60 ans en 1993 et décédée suite aux violences du conflit.

10 Dans toutes les provinces, plus de 100 personnes enquêtées ont déclaré une mère âgée d’au moins 50 ans en 1993 et il n’y a que dans 5 provinces sur 17 que moins de 15 personnes enquêtées ont déclaré une mère âgée d’au moins 50 ans en 1993 et décédée suite aux violences du conflit.

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 résidence en 1993, alors qu’aucune commune comprenant au moins une grappe aréolaire échantillonnée en 2002 ne comprend moins de 56 enquêtés.

13 Avec une p-valeur < 0,02 au test de Student à 15 degrés de liberté (= 17 provinces - 2).

14 Les proportions de personnes ayant migré calculées directement à partir de l’enquête le sont parmi des survivants, donc ce sont des proportions de personnes ayant migré en l’absence de mortalité. Si l’on considère que les personnes décédées auraient migré comme celles ayant survécu, cette proportion de personnes ayant migré directement calculée à partir des enquêtés peut être considérée comme représentative de l’ensemble de la population (survivants et décédés). Mais si l’on considère, comme c’est le cas ici, que les personnes décédées pourraient l’être, entre autres, parce qu’elles n’ont pas migré, on ne peut pas faire cette hypothèse. L’hypothèse opposée considère que, même si elles n’avaient pas été tuées, aucune personne décédée n’aurait migré. Pour matérialiser cette hypothèse opposée, on multiplie les proportions de personnes ayant migré directement calculées à partir de l’enquête par les probabilités de survie correspondantes, ce qui revient d’ailleurs à calculer des proportions de personnes ayant migré en présence de mortalité. Cette seconde hypothèse n’est sans doute pas totalement exacte notamment, par exemple, s’agissant des personnes décédées d’un accident sans rapport avec le conflit, qui, si elles n’étaient pas mortes, auraient pu migrer dans les mêmes proportions que les personnes ayant survécu, ou, en tout cas dans une proportion non nulle. Autrement dit, la « vérité » se situe probablement entre ces deux hypothèses : (1) si elles avaient survécu, toutes les personnes décédées auraient migré comme les personnes ayant survécu ce qui conduit aux proportions de migrants non corrigées de la survie ; (2) si elles avaient survécu, aucune des personnes décédées n’aurait migré ce qui conduit aux proportions de migrants corrigées de la survie. C’est le fait que la « vérité » se situe sans doute entre les deux hypothèses qui a conduit à proposer les graphiques avec et sans correction de la survie.

15 Une organisation souple basée sur une relation quotidienne avec la cellule de sécurité des Nations unies permettait, chaque matin, lorsqu’un secteur à enquêter se trouvait dans une zone comportant des risques avérés d’insécurité, de le permuter avec un secteur devant être enquêté un jour ultérieur. Le nombre d’enquêteurs relativement élevé (212 enquêteurs sans compter les superviseurs) et la relative brièveté du questionnaire ont également permis de réduire le temps passé dans chaque secteur d’enquête rural (caractérisés par un habitat dispersé), ce qui a permis de réduire les risques. À l’issue de la phase de collecte, aucun enquêteur n’avait subi d’actes de violence.

16 Pour chacune des strates principales, une stratification secondaire a été mise en place (province pour le milieu rural, grands quartiers et villes secondaires pour le milieu urbain, grandes régions et période de création pour les camps), afin d’assurer une représentativité à des niveaux géographiques infranationaux.

17 Dans le questionnaire et sur le terrain, c’est le mot « crise » qui était utilisé car correspondant au terme compris par la plupart des Burundais pour désigner les violences politiques qu’ils subissaient.

18 Dans la perspective de mesurer la mortalité via un moyen supplémentaire, il aurait été intéressant, plutôt que de poser cette question globale sur le nombre de frères et sœurs survivants et présents au Burundi, de disposer d’un tableau identifiant chaque frère et/ou sœur des enquêtés et sa survie (âge si survivant, sinon âge au décès et durée depuis le décès survenu). Toutefois, les impératifs de taille du questionnaire liés à la nécessité de ne pas rester longuement dans les secteurs en raison du risque sécuritaire ont conduit la direction de l’enquête à privilégier la question globale sur le nombre de frères et sœurs survivants et présents au Burundi, qui ne peut servir que pour corriger les taux de mortalité issus des déclarations des enquêtés sur la survie de leurs parents, des probabilités de déclaration multiple.

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Table des illustrations

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Titre Figure 1. Taux de mortalité par âge quinquennal en 1993 au Burundi (‰ personnes.années), selon la cause.
Légende 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.
Crédits Source : ESDSR Burundi 2002.Traitement : auteur (Bergouignan, 2022).
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-3.png
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Titre Figure 2. Taux de mortalité par âge quinquennal en 1994-2001 au Burundi (‰ personnes.années), selon la cause.
Légende 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.
Crédits Source : ESDSR Burundi 2002.Traitement : auteur (Bergouignan, 2022).
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-4.png
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Titre 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).
Légende 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.
Crédits Source : ESDSR Burundi 2002.Traitement : auteur.
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-5.png
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Titre 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).
Crédits Source : ESDSR Burundi 2002.
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-6.jpg
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Titre 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.
Légende 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).
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-7.jpg
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Titre 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.
Légende 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).
Crédits Source : ESDSR Burundi 2002.Traitement : auteur.
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-8.png
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Titre 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.
Légende 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).
Crédits Source : ESDSR Burundi 2002.Traitement : auteur.
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-9.png
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Titre Carte du Burundi
Légende Carte du Burundi selon les divisions administratives de niveau 1 (provinces) et de niveau 2 (communes).
Crédits Source : OCHA.
URL http://journals.openedition.org/popvuln/docannexe/image/4948/img-10.png
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Pour citer cet article

Référence électronique

Christophe Bergouignan, « Tenter de comprendre la vulnérabilité des personnes âgées dans les conflits à dominante ethnique »Populations vulnérables [En ligne], 11 | 2025, mis en ligne le 08 janvier 2026, consulté le 13 mars 2026. URL : http://journals.openedition.org/popvuln/4948 ; DOI : https://doi.org/10.4000/15gzq

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Auteur

Christophe Bergouignan

CNRS/Université de Bordeaux, Centre de droit comparé du travail et de la sécurité sociale (COMPTRASEC UMR 5114), France

christophe.bergouignan@u-bordeaux.fr

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