lundi le 05 janvier 2009
La surmortalité au Congo (RDC) durant les troubles de 1998-2004 : une estimation des décès en surnombre, scientifiquement fondée à partir des méthodes de la démographie
André Lambert et Louis Lohlé-Tart, démographes
adrass@skynet.be, Octobre 2008
1 Introduction : des guerres, des élections et des morts
On parle souvent, à propos de la République Démocratique du Congo (RDC), de « quatre mil-
lions de morts » – on cite même des chiffres encore beaucoup plus élevés – du fait des
troubles politiques de ces dernières années. Une ONG en particulier (International Rescue
Committee [IRC]) a contribué à diffuser cette information, reprise sans examen par de nom-
breuses personnalités ou organisations, y compris politiques.
Les quatre millions de morts, produit supposé de la deuxième guerre du Congo, entre 1998 et
2004, représentent une évaluation du nombre de décès dus aux troubles et à leurs consé-
quences. Depuis lors, ce nombre a, curieusement, subi une inflation dans l’horreur! En ce qui
nous concerne, nous n’étudions ici que la validité du nombre initialement proclamé et nous
montrons qu’il a été incroyablement exagéré.
Une première guerre a eu lieu en 1996 lorsque les troupes de l’Alliance des Forces Démocra-
tiques pour la Libération du Congo (AFDL), fortement épaulées par des militaires rwandais,
ont traversé le Congo d’Est en Ouest, jusqu’à la fuite du président Mobutu et l’installation au
pouvoir du président Laurent-Désiré Kabila. De l’avis général, cette opération s’est apparen-
tée à une « promenade militaire » caractérisée par la fuite éperdue (ou la reddition) des
troupes fidèles au Maréchal Mobutu devant les hommes se réclamant du futur président. Il y
eut certainement des morts suite à des escarmouches, ou dans le cadre d’exécutions ou
d’autres exactions mais un consensus est établi pour dire que cette première guerre a généré
peu de mortalité directe et un minimum de désorganisation supplémentaire. D’ailleurs, les
« quatre millions de morts » souvent cités ne se réfèrent pas à cette première guerre.
La deuxième guerre opposa de 1998 à 2004 les troupes du président Kabila, dorénavant ap-
puyées par des contingents étrangers (zimbabwéens, angolais,…) aux troupes rebelles de l’Est
de la RDC, soutenues par le Rwanda et l’Ouganda. Une des péripéties de cette guerre a été la
désunion puis l’opposition entre Rwandais et Ougandais, dont les troupes se sont battues entre
elles à Kisangani et dans la région.
Par ailleurs, un enregistrement électoral (« enrôlement ») de la population de nationalité
congolaise a eu lieu en RDC en 2005-2006 en vue de la constitution d’un fichier des électeurs.
Cette opération a permis de répartir les électeurs inscrits selon le sexe et l’âge, par circons-
cription administrative.
A la demande de la Commission Européenne, trois experts, dont les deux auteurs de cet ar-
ticle, ont effectué un contrôle des procédures d’enregistrement; celles-ci se sont avérées extrê-
mement fiables d’un point de vue statistique.
1
Les experts ont aussi réalisé une reconstitution dynamique de la population par sexe et âge
d’abord depuis 1984, année du dernier recensement, ensuite depuis 1956. Cette reconstitution
ressemble en tous points à un exercice de prospective démographique si ce n’est qu’il se dé-
roule sur le passé.
Vu le caractère sensible de cette reconstitution, la Commission a demandé qu’un embargo em-
pêche la divulgation des données relatives aux effectifs de population estimés pour 2005.
Nous comprenons parfaitement le bien-fondé de cet embargo et ne publierons donc ci-dessous
aucune donnée à ce sujet. Les seuls effectifs publiés seront des estimations de nombres de
morts. Pour le reste, seuls des pourcentages de population ou des indicateurs du mouvement
naturel (par exemple l’espérance de vie) seront produits, même si tous les calculs nécessaires
à la confection de ce texte ont utilisé abondamment toutes les informations chiffrées relatives
aux populations par sexe, âge, provinces et districts de la RDC en 2005 (enregistrement élec-
toral) et de 1956 à 2005 (reconstitution dynamique).
Grâce à la reconstitution, on a pu estimer précisément les effectifs de population par sexe et
âge du pays depuis 1956, et par région (c’est à dire pour chaque province et, à l’intérieur de
chacune, les districts) depuis 19841. Partant, il a été aisé d’estimer le nombre de décès qui se
sont produits au Congo durant les périodes de troubles et de s’interroger sur la pertinence de
l’affirmation selon laquelle les guerres et leurs conséquences auraient produit quatre millions
de morts.
Il est évident que tous les morts de la période ne sont pas dus aux troubles. Il est également
clair que lorsqu’on parle de quatre millions de morts, y compris pour en contester le chiffre,
on s'entend bien pour comptabiliser non seulement les morts au combat (qu’ils soient des sol-
dats réguliers ou non) mais aussi toutes les autres victimes – dont le nombre est beaucoup plus
important que celui des « combattants » – du fait de la désorganisation des hôpitaux, des cir-
cuits commerciaux, des travaux agricoles etc..
On pourrait s’interroger sur l’impertinence – ou même l’indécence – qu’il y a à revisiter une
affirmation comme celle relative aux « quatre millions de morts en RDC ». Nous pensons par
là combattre tout révisionnisme, tant celui qui nie les catastrophes humanitaires que celui qui
s’en empare pour des motifs respectables (mobiliser l’aide; oui mais de ce fait au détriment
d’autres crises?) ou non (attiser les haines entre nations et/ou ethnies). Mais soyons absolu-
ment clairs : si les troubles en RDC ont produit à notre estime bien moins que quatre millions
de morts, ce seront toujours des morts de trop!
Dans les paragraphes suivants, on présentera d’abord les résultats des opérations d’enregistre-
ment des électeurs et de reconstitution de la population.
Ensuite, on montrera la parfaite adéquation entre les effectifs de population reconstitués et
ceux enregistrés. Cette similitude conduira à accepter comme vrais non seulement les volumes
de population produits en 2005 mais aussi les hypothèses de mortalité et de fécondité qui les
ont générés. Et cette connaissance du mouvement, particulièrement celle de la force de la
mortalité, nous permettra de réfuter sans appel la croyance selon laquelle il y aurait eu quatre
millions de morts.
1
Le découpage administratif du Congo Belge de 1956 et le degré de désagrégation des données ne per-
mettaient pas de remonter plus avant dans le temps par rapport à la structure administrative actuelle du pays.
2
2 L’enregistrement des électeurs
L'enrôlement des électeurs en vue des échéances électorales de 2005 et 2006 (référendum
constitutionnel, élections présidentielles et parlementaires, puis élections locales, prévues
pour plus tard) a été mis en place entre juillet 2005 et février 2006, à l'aide d'un dispositif lar-
gement décentralisé, couvrant le territoire national par quelque 9.000 bureaux ou "Centres
d'Inscription", intégralement informatisés, très largement disséminés à travers l'immensité de
la République. Concrètement, l'opération a été menée en cinq "vagues" successives couvrant
Kinshasa puis deux ou trois provinces à la fois (le découpage d'alors portait sur onze pro-
vinces, Kinshasa inclus); ces dispositions procédaient d'une volonté d'optimisation de la logis-
tique, notamment, mais n'ont qu'un impact limité sur les résultats, en particulier pour ce qui
nous concerne. Il faut savoir que l'enrôlement est légalement obligatoire pour tous les Congo-
lais âgés de dix-huit ans ou plus; l'aspect légalement contraignant est évidemment sans reten-
tissement, aucune disposition ne permettant en réalité de contrôler le respect de cette obliga-
tion. Par contre, le désir des populations d'aller aux élections et le bonus offert par la loi de
considérer la carte d'électeur comme tenant lieu de carte d'identité sont deux facteurs qui ont
fortement motivé et mobilisé les populations. Un léger bémol doit être apporté par la volonté
de certains politiciens influents de saboter le processus en recommandant le refus d'enrôle-
ment; l'analyse a posteriori des effectifs enrôlés a montré que l'impact n'a pas été massif.
On remarquera que si nous cherchons à mettre en évidence des déficits de population entre ce
que l'on observe (données électorales) et ce que l'on attend (données prospectives), les lacunes
diverses pourraient être prises pour un excès de mortalité. En effet, si nous manquons d'effec-
tifs lors du dénombrement électoral et que nous considérons ce dernier comme raisonnable-
ment exhaustif, les "évadés" comme les boycotteurs, non comptés par définition, seront alors
confondus avec des morts en excès. On peut par contre redouter l'effet opposé, le "bourrage"
par des gens qui ne devraient pas figurer sur les listes électorales, étrangers et jeunes de moins
de 18 ans. Les analyses détaillées montreront que ce bourrage n'a eu en général qu'un effet
anecdotique, et que la promotion de jeunes au rang d'adultes est parfaitement identifiable. Par
ailleurs, tous les éléments d'observation et d'analyse convergent pour montrer que ces jeunes
en excès sont aisément isolables; le phénomène, répandu dans tout le pays, n'a cependant pas
constitué une tentative de fraude mais simplement une inscription "anticipée" massive pour
s'assurer de la possession d'un titre d'identité, vu que personne n'osait pronostiquer ni si ni
quand une nouvelle opération ou même une simple mise à jour aurait lieu.
La validation technique de l'enrôlement a procédé à des opérations analytiques complexes re-
posant sur les caractéristiques particulières de la circulation des données dans le processus
global de l'enrôlement, que nous esquisserons ici brièvement :
Les données individuelles, qui figurent sur la carte d'électeur (identification de la personne et
de ses ascendants, lieu et date de naissance, localisation actuelle et données biométriques élé-
mentaires [photo et une empreinte digitale]), sont enregistrées sur les disques de l'ordinateur,
munis d'identificateurs uniques automatiques et non accessibles aux opérateurs. A partir de ce
moment, l'information suit deux filières distinctes qui resteront totalement indépendantes de
bout en bout du processus :
• Les données individuelles sont systématiquement consolidées et sauvegardées par
jour, par semaine et à la clôture d'un bureau sous la forme physique de cédéroms. Une
copie au moins des cédéroms complets doit remonter des centres d'inscription vers une
hiérarchie de bureaux locaux et régionaux pour aboutir au CNT (Centre National de
Traitement) installé dans les locaux de la CEI (Commission Electorale Indépendante)
à Kinshasa et géré par l'assistance technique des Nations Unies.
3
• Quotidiennement ou, si les circonstances sont plus contraignantes, aussi souvent que
possible, les chefs de Centres d'Inscription communiquent aux bureaux locaux le
nombre de cas traités dans la journée dans leur centre; cette information agrégée re-
monte de manière généralement immatérielle (par téléphone) selon la même hiérar-
chie, jusqu'au STN (Secrétariat Technique National), également situé dans les locaux
de la CEI, et sous la responsabilité directe des cadres techniques congolais.
• Il faut souligner qu'à aucun moment l'information agrégée n'a servi à contrôler les ef-
fectifs transmis par cédérom – ni d'ailleurs les cédéroms n'ont été exploités, même su-
perficiellement, pour confirmer ou infirmer les chiffres agrégés. Si cette scission des
flux d'information est regrettable pour l'efficacité de l'opération, elle est spécialement
bienvenue dans le cadre de nos travaux, puisqu'elle garantit l'indépendance entre les
deux sources (les informations agrégées remontant sous forme d'une déclaration d'acti-
vité quotidienne, elles ne pouvaient être "contaminées" par un éventuel examen du cé-
dérom final – qui n'était d'ailleurs pas à la portée des chefs de Centre d'Inscription); la
présence de "deux sources indépendantes" est une aubaine classique pour toute valida-
tion de données.
Le détail du travail des experts ayant validé les données est bien sûr sous embargo; il nous est
cependant loisible d'affirmer que les traitements appliqués aux données ont permis de résorber
pratiquement intégralement la quasi-totalité des erreurs relevées en première analyse dans les
fichiers remontant du terrain (plusieurs millions d'erreurs, dues aussi bien à des données mal
classées ou mal routées, ou à des consolidations incorrectes, qu'à des défaillances des maté-
riels et logiciels utilisés sur le terrain). Par contre, le spectre du "bourrage d'urne" avec l'ins-
cription multiple de nombreux électeurs a pu être écarté : que ce soient les méthodes technolo-
giques extrêmement lourdes de détection des doubles empreintes digitales (seulement partiel-
lement appliquées) ou des méthodes plus rustiques mais toujours efficaces (couplages de ca-
ractéristiques individuelles), les cas d'inscriptions multiples frauduleux sont résiduels,
quelques milliers sur les plus de 25.000.000 d'électeurs.
Ces manières de procéder constituent la "critique interne des données", qui ne prend en consi-
dération que le contenu des données et leur processus de collecte et de remontée. En résumé,
cette critique amène à la conclusion que, dans les grandes lignes, les listes électorales ont été
constituées de manière sérieuse et suffisamment transparente, avec peu de doutes sur l'honnê-
teté de l'immense majorité des personnes enrôlées. Certes, l'analyse purement démographique
(distribution par sexe et âge) montre des imperfections considérables, mais qui ne sont pas
globalement pires que celles d'un Recensement dit "scientifique" : en gros, les gens ont répon-
du comme ils le pouvaient, et ceux qui ne connaissent pas leur âge n'ont pu déclarer qu'une in-
formation approximative, mais qui restait strictement dans les standards pour ce genre de po-
pulation. On peut aussi en conclure directement à l'absence de "bourrage" sur une échelle per-
ceptible, à moins de manipulations sur le terrain par une armée de démographes compétents et
coordonnés capables d'inventer en temps réel les individus de populations démographique-
ment correctes! D'autres indicateurs, telle la comparaison entre lieu de naissance et lieu d'en-
registrement, ne permettaient pas de relever des poches d'anomalies qui auraient pu faire
soupçonner des inscriptions fictives.
4
i. La reconstitution de la population
Une reconstitution de la population s’apparente à un exercice de prospective (ou de perspec-
tive ou de prévision ou de projection; peu importe ici le vocabulaire) sur le passé: pratique-
ment, on se base sur une population répartie par sexe et âge à un moment donné du passé et
on lui applique chaque année des taux et/ou des probabilités par sexe et âge de mortalité, fé-
condité et migrations, constants ou variables, afin d’obtenir pour une année finale une estima-
tion de la population par sexe et âge la plus proche possible de celle réellement observée à ce
moment-là.
Dans le cas de la prospective sur le passé de la RDC, on s’est d’abord appuyé sur les réparti-
tions par sexe et âge du recensement de 1984, le dernier qui ait eu lieu dans le pays. Les esti-
mations de la mortalité et de la fécondité de la période 1984-2005 sont celles publiées par les
Nations Unies (et, pour la plupart, estimées par les démographes congolais). Le solde des mi-
grations externes (balance entre les entrées et les sorties du pays) est notoirement faibles et
n’a pas été prises en compte.
S’agissant d’un exercice dont la finalité est l’évaluation de la complétude de l’enregistrement
des électeurs et de leur répartition par sexe et âge, on s’est uniquement intéressé à la popula-
tion de nationalité congolaise. Celle-ci représentait en 1984 environ 95% de la population de
chaque groupe d’âge, à l'échelle de tout le pays, avec cependant de fortes différences régio-
nales, dont les travaux par province ont tenu compte.
Pour réaliser correctement ce travail de reconstitution, il a fallu procéder de la façon suivante :
• D’une part, on a traduit en chiffres détaillés par sexe et âge les estimations globales de
mortalité (espérances de vie) et de fécondité (nombre d’enfants par femme) dispo-
nibles pour la période 1984-2005. Ces estimations de la mortalité et de la fécondité
sont généralement assez robustes même lorsqu’elles sont réalisées dans des pays à sta-
tistiques déficientes : les démographes ont recours à différentes techniques de contrôle
des observations partielles dont ils disposent et d’un thésaurus considérable de « tables
de mortalité » conçues pour les diverses sous-régions mondiales (par ex. : l’Afrique
tropicale n’a pas les mêmes mortalité et fécondité que l’Afrique sahélienne). Les dé-
mographes transforment alors ces estimations globales en probabilités et taux par sexe
et âge. Cela a été fait et on a produit une première reconstitution pour la période 1984-
2005.
• Mais un doute subsistait : pouvait-on accepter telle quelle la répartition par sexe et âge
produite par le recensement de 1984? En d’autres termes, quelle était la fiabilité de ce
dénombrement? Dans l’incertitude, on s’est donc résolu à amplifier l’exercice de re-
constitution en le faisant débuter dans le passé le plus lointain possible, en l’occur-
rence en 1956, année pivot de la première grande enquête démographique au Congo,
réalisée par A. Romaniuk. On objectera qu’en 1956 aussi, la qualité de l’enquête pou-
vait laisser à désirer. Dans le milieu des démographes, il y a cependant un large
consensus pour vanter la qualité de cette enquête-là. Mais quoi qu’il en soit, en partant
de 1956, on produit pour 2005 une population dans laquelle 91% des effectifs sont nés
après 1956. Donc, les éventuelles erreurs dans la population de 1956 ne pèsent pas
d’un grand poids en 2005. Et si en plus, la reconstitution permet de passer à proximité
de « balises », particulièrement les effectifs ET les répartitions par sexe et âge pro-
duites par les recensements administratif de 1970 et général de 1984, on a alors l’assu-
5
rance que la reconstitution reproduit bien la dynamique démographique passée de la
population congolaise.
Finalement, la reconstitution commence en 1956 et passe entre cette date et 2005 par les ba-
lises suivantes :
• L’enquête démographique de A. Romaniuk centrée principalement sur l’année 1956 à
partir de laquelle l’auteur a publié : « La fécondité des populations congolaises »,
chez Mouton, Paris La Haye, 1967.
• Le recensement administratif de 1970.
• La synthèse des Etudes Démographiques de l’Ouest du Zaïre 1974-1977, Louvain-la-
Neuve, 1978.
• La thèse de doctorat de Koni Botoke Bongoma intitulée : « Population trends in Zaire
and their implications 1885 – 2005 », Australian National University, Canberra, 1979
• Le recensement de 1984.
• Les estimations des Nations Unies pour la période 1984 – 2002.
• L’estimation « ADRASS » de la population du Congo en 2005, faite à partir du recen-
sement de 1984.
3 La concordance entre les effectifs estimés par la reconstitution et ceux issus de
l’enrôlement électoral
Au terme du premier exercice de reconstitution (de 1984 à 2005), des pyramides d’âges ont
été dessinées pour l’année 2005 et confrontées à celles des électeurs inscrits. Les figures 1
(par âge) et 2 (par classes d’âge) présentent les différences entre les effectifs reconstitués de
manière « prospective » et ceux issus de l’enregistrement électoral, pour le pays dans son en-
tier.
On constate aux figures 1 et 2 que les deux approches donnent des résultats très semblables
sauf autour de l’âge de 18 ans. L’écart est le fait de l’enregistrement comme électeurs de per-
sonnes ayant moins de dix huit ans mais qui se sont déclarées avoir 18 ou 19 ans pour devenir
électeur ou, surtout, pour obtenir un papier d’identité. On sait que depuis des décennies, en
RDC, il n’y a pas ou plus d’état civil ni de registres de population, et qu’il peut s’avérer utile
de posséder au moins un document tenant lieu de document administratif. La figure 1 présente
les écarts pour chaque année d’âge, à partir des effectifs par âge issus de l’enregistrement
d’une part, de la reconstitution d’autre part. La figure 2 présente les mêmes résultats après re-
groupement en classes quinquennales afin d’assurer une meilleure visibilité et éliminer le
« bruit » causé par des erreurs de déclaration d’âge. Tout naturellement, il y a généralement
plus d’effectifs de population que d’électeurs, car tout le monde ne s’est pas inscrit.
La concordance présentée dans les figures 1 et 2 a été contrôlée pour chacune des provinces
et la presque totalité des districts du pays (à l’exception de quelques districts urbains tels Bu-
kavu-ville ou Zongo, où les mouvements migratoires – inconnus mais mesurables par recons-
titution – empêchent l’obtention d’une concordance immédiate).
6
Figure 1 : Ecarts par âge entre la pyramide issue de la reconstitution de la population et celle
des électeurs inscrits
Figure 2 : Ecarts par groupes quinquennaux d’âge entre la pyramide issue de la reconstitution
de la population et celle des électeurs inscrits
On voit nettement à la figure 2 que les « erreurs » d’enregistrement des électeurs n’affectent
que les jeunes d’une vingtaine d’années. On remarquera avec malice que les jeunes filles
trompent plus facilement le monde sur leur âge que les jeunes gens, sans doute parce que l’ex-
hibition de leur progéniture les fait accepter comme de respectables mères de famille, donc
adultes...
La très grande concordance entre l’exercice de reconstitution depuis 1984 et celui d’enregis-
trement est une validation réciproque et sûre de la qualité des deux opérations : il est en effet
impensable que la quasi concordance soit fortuite. Rappelons-en les deux raisons :
• l’enregistrement a été collationné selon deux cheminements administratifs différents.
Il en résulte un fort contrôle interne.
• l’exercice de reconstitution est contraint par la répartition de la population par sexe et
âge retenue pour l’année 1984 et les balises depuis cette date.
Par sécurité, il reste donc à contrôler comme suggéré ci-dessus, la qualité des données du re-
censement de 1984 en recommençant une reconstitution à partir de 1956.
Aux figures 3 et 4, on compare les effectifs reconstitués en 1970 et en 1984 avec les observa-
tions des recensements de ces années. Les pyramides dessinées ne montrent que les écarts,
calculés par âge et regroupés en classes quinquennales d’âge, par souci de visibilité.
Figure 3 : Ecarts par groupes quinquennaux d’âge en 1970 entre la pyramide issue de la re-
constitution de la population depuis 1956 et celle du recensement administratif de 1970
8
Figure 4 : Ecarts par groupes quinquennaux d’âge en 1984 entre la pyramide issue de la re-
constitution de la population depuis 1956 et celle du recensement de 1984
A titre d’exemple, examinons (figure 4) les différences observées en 1984 entre le recense-
ment de 1984 et l’exercice de reconstitution mené depuis 1956. On y constate bien une quasi-
équivalence! Or, en 1984, la population née depuis 1956 représente déjà 70% du total. Ces
« 70% » sont issus de l’application de taux et de probabilités; mais ces derniers sont eux-
mêmes la traduction en données détaillées (par année d'âge) des estimations globales de mor-
talité et de fécondité faites par les démographes congolais et leurs confrères des Nations Unies
à intervalles réguliers au cours de la période 1956-1984. On peut donc déjà :
• valider la répartition par sexe et âge du recensement de 1984.
• Accepter les niveaux et tendances de la mortalité et de la fécondité estimés par les Na-
tions Unies et/ou les démographes congolais pour l’intervalle de temps 1956-1984.
Enfin, à la figure 5, les écarts infimes entre la reconstitution issue de 1956 et celle issue de
1984 lèvent définitivement les doutes sur la qualité du recensement de 1984 – donc aussi sur
la véracité de la concordance entre populations reconstituées (que ce soit à partir de 1956 ou
de 1984 est maintenant sans importance) et populations électoralement enregistrées.
Figure 5 : Ecarts par groupes quinquennaux d’âge en 2005 entre la pyramide issue de la re-
constitution de la population depuis 1956 et celle issue du recensement de 1984
En conclusion,
• De la quasi-identité en 2005 entre les reconstitutions longue (depuis 1956) et courte
(depuis 1984),
• Et de la quasi-confusion en 2005 entre effectifs reconstitués et électeurs inscrits,
on peut non seulement valider définitivement les trois opérations (les deux reconstitutions et
l’enregistrement) mais surtout valider toute la « machinerie » utilisée pour la reconstitu-
tion, principalement les tendances de la mortalité et de la fécondité entre 1956 et 2005.
Nous pouvons donc examiner en toute sécurité l’évolution des espérances de vie à la nais-
sance par sexe en RDC depuis 1956. Cette année-là, les valeurs étaient de 40 ans pour les
hommes et de 43 ans pour les femmes. On observe à la figure 6 une croissance modérée jus-
qu’en 1971 puis une accélération rapide mais malheureusement de courte durée car, dès la fin
de la décennie 1970, l’espérance de vie diminue aussi fortement qu’elle avait augmenté
jusque là, sans doute sous les effets combinés de la montée en puissance de l’épidémie de
VIH/SIDA mais aussi du commencement du déclin du « régime Mobutu ». Depuis les années
1990, la dégradation se poursuit doucement et aboutit en 2005 à des niveaux aussi médiocres
qu’à l'époque de l’Indépendance!
10
Figure 6 : Les tendances des espérances de vie au Congo de 1956 à 2005, produites par l’outil
de reconstitution de la population
Il faut garder à l'esprit ces courbes de mortalité et bien les resituer dans le temps. En effet, un
argument utilisé par les tenants de l’affirmation « Quatre millions de morts » pour justifier la
valeur élevé de ses estimations est que les morts "dus à la guerre" trouvent pour l'essentiel
leur origine dans des faits non militaires et non liés directement au conflit armé; ce seraient
les conséquences de la désorganisation sociale, de l'arrêt des cultures, de la disparition des in-
frastructures de santé, etc… découlant directement de la guerre. Or, l'analyse de la mortalité
montre que les espérances de vie ont commencé à décliner vingt ans avant les conflits et, bien
plus, ont presque cessé de se dégrader, sans pour autant reprendre leur amélioration, bien
avant le début des conflits. Donc, si nous adhérons volontiers à l'hypothèse d'une détérioration
de la situation sanitaire et nutritionnelle, sa chronologie indique qu'on doit l'imputer d'abord à
la dégradation du développement liée à l'effondrement progressif du régime, à la fois bien an-
térieure à la guerre et bien plus aiguë avant celle-ci. Cela exclut radicalement de l'imputer aux
situations de guerre.
Dans la suite du texte, on citera des nombres de morts à l’unité près, simplement pour lais-
ser la plus grande transparence possible à nos calculs. Mais il ne faudrait pas imaginer que
nous avons l’outrecuidance de croire avoir estimé la mortalité avec un tel degré de préci-
sion! D’ailleurs, on conclura avec des nombres arrondis.
Notons aussi que les scénarios produits dans les lignes qui suivent sont tous réalisés par
sexe, âge et bonds d’un an. Pour éviter la lourdeur du texte et respecter l’embargo, on ne
présentera ci-dessous que des totaux de décès et des espérances de vie « sexes réunis ».
4 La réfutation sans appel de l’estimation d’un volume de quatre millions de morts
Puisque la reconstitution sur le passé est validée, on peut également admettre que le nombre
de morts produit par la reconstitution entre 1998 et 2004 est acceptable. Ce nombre – qui
comporte tous les décès – s’élève à 7 679 821!
Donc, en suivant le raisonnement des tenants de l’affirmation « Quatre millions de morts »,
s’il n’y avait pas eu de troubles, il y aurait eu dans la population quatre millions de morts de
moins que ceux reconstitués. On a donc testé des niveaux d’espérance de vie (et les probabili-
tés de décès qui en découlent) pour parvenir à un nombre de décès de 7 679 821 – 4 000 000
soit environ 3 680 000 décès. On obtient ce résultat à condition de programmer une espérance
de vie de 60 ans entre 1998 et 2004 alors qu’en dehors de ces dates, elle stagne aux environs
de 42 ans. Burlesque comme on le voit au tableau 1 et à la figure 7.
On objectera que si le cumul des décès entre 1984 et 2005 est validé, il se pourrait qu’il y ait
eu moins de décès avant 1998 et plus à partir de cette date. Mais alors l’espérance de vie hors
de la période 1998-2004 aurait été plus élevée et il eût quand même fallu la faire bondir vi-
goureusement pour éponger les quatre millions de morts. Cette objection de type « calen-
daire » ne peut donc être retenue.
L’inanité de l’affirmation selon laquelle il y aurait quatre millions de morts en RDC est telle-
ment visible qu’on pourrait en rester là et renvoyer les protagonistes des « Quatre millions de
morts » à leurs fantasmes ou … à leurs mensonges rentables.
Nous allons cependant franchir un pas de plus et tenter une estimation sensée du nombre de
morts causés ces années-là du fait des troubles.
Tableau 1 : l’espérance de vie et les décès annuels au Congo (RDC) selon la reconstitution va-
lidée par l’enregistrement des électeurs et s’il n’y avait pas eu de troubles (calculs ADRASS)
Reconstitution
Chiffres de base "sans troubles" (voir texte)
1984 46.69 573 484 46.69 573 484
1985 46.30 601 834 46.30 601 834
1986 45.90 634 877 45.90 634 877
1987 45.50 655 429 45.50 655 429
1988 45.10 682 035 45.10 682 035
1989 44.71 714 431 44.71 714 431
1990 44.31 746 063 44.31 746 063
1991 43.91 783 685 43.91 783 685
1992 43.51 813 479 43.51 813 479
1993 43.36 836 733 43.36 836 733
1994 43.21 867 194 43.21 867 194
1995 43.06 899 799 43.06 899 799
1996 42.91 944 313 42.91 944 313
1997 42.76 970 081 42.76 970 081
1998 42.61 1 003 199 59.99 463 667
1999 42.47 1 038 639 59.99 484 303
2000 42.32 1 064 297 59.99 500 440
2001 42.17 1 102 670 59.99 521 760
2002 42.02 1 125 880 59.99 535 475
2003 42.02 1 159 307 59.99 557 060
2004 42.02 1 185 829 59.99 575 620
2005 42.02 1 234 933 42.02 1 349 920
13
Figure 7 : l’espérance de vie et les décès annuels au Congo (RDC) selon la reconstitution vali-
dée par l’enregistrement des électeurs et s’il n’y avait pas eu de troubles (calculs ADRASS)
Note : l’échelle de gauche est celle des espérances de vie (E et e) ; celle de droite des décès (D
et d). Les résultats de la reconstitution sont pointés en majuscule, ceux des défenseurs de
l’idée « Quatre millions de morts » en minuscules. En dehors des années 1998-2004, les
courbes « E » et « e » sont confondues. Avant 1998, les courbes « D » et « d » sont également
confondues, mais pas en 2005 car la mortalité reconstituée s’applique à une population aug-
mentée de tous ceux qui ne seraient pas morts des troubles.
5 Une estimation raisonnable – mais encore surestimée – de la surmortalité congo-
laise due aux troubles de la période 1998-2004
Nous croyons que la lente dégradation de l’espérance de vie, telle que dessinée sous les traits
« E » de la figure 7 a été l’évolution la plus vraisemblable. Elle est d’ailleurs basée sur des es-
timations réalisées autour des années-pivot 1982, 1992 et 2002. Mais pour entrer dans le jeu
des croyants en « quatre millions de morts » et estimer le nombre de morts dus aux troubles,
on a réalisé un scénario dans lequel l’espérance de vie de 1984 continue de se dégrader jus-
qu’en 1992 seulement, date à laquelle elle demeure constante. Pour estimer la surmortalité, il
suffit alors de comparer les effectifs de population de 2005 produits par la reconstitution avec
ceux calculés dans ce scénario d’arrêt de la dégradation de l’espérance de vie dès 1992. Si-
gnalons qu’en procédant de la sorte, on donne un avantage considérable aux défenseurs de
l’idée « Quatre millions de morts » puisqu’on envisage l’ensemble de la période 1992-2004 et
non pas la période de troubles limités à l’intervalle 1998-2004.
Les résultats apparaissent au tableau 2 et à la figure 8. La différence entre les volumes de dé-
cès depuis 1992 est égale à 13 011 420 – 12 605 661 soit 405 759 décès. Et dans la population
totale, on observe en 2005 un accroissement de 446 696 personnes qui représente le cumul
des 405 759 décès évités et des naissances supplémentaires que ces survivants ont produites.
Tableau 2 : l’espérance de vie et les décès annuels au Congo (RDC) selon la reconstitution va-
lidée par l’enregistrement des électeurs et si la dégradation de l’espérance de vie avait été
stoppée depuis 1992 (calculs ADRASS)
Reconstitution
Chiffres de base Avec mortalité figée dès 1992
1984 46.69 573 484 46.69 573 484
1985 46.30 601 834 46.30 601 834
1986 45.90 634 877 45.90 634 877
1987 45.50 655 429 45.50 655 429
1988 45.10 682 035 45.10 682 035
1989 44.71 714 431 44.71 714 431
1990 44.31 746 063 44.31 746 063
1991 43.91 783 685 43.91 783 685
1992 43.51 813 479 43.51 813 479
1993 43.36 836 733 43.51 831 935
1994 43.21 867 194 43.51 857 490
1995 43.06 899 799 43.51 885 098
1996 42.91 944 313 43.51 924 166
1997 42.76 970 081 43.51 944 511
1998 42.61 1 003 199 43.51 971 813
1999 42.47 1 038 639 43.51 1 001 111
2000 42.32 1 064 297 43.51 1 020 949
2001 42.17 1 102 670 43.51 1 052 789
2002 42.02 1 125 880 43.51 1 069 957
2003 42.02 1 159 307 43.51 1 102 992
2004 42.02 1 185 829 43.51 1 129 371
2005 42.02 1 234 933 43.51 1 177 399
Figure 8 : l’espérance de vie et les décès annuels au Congo (RDC) selon la reconstitution vali-
dée par l’enregistrement des électeurs et si la dégradation de l’espérance de vie avait été stop-
pée depuis 1992 (calculs ADRASS)
Note : l’échelle de gauche est celle des espérances de vie (E et e) ; celle de droite des décès (D
et d). Les résultats de la reconstitution sont pointés en majuscule, ceux du scénario « sans dé-
gradation de l’espérance de vie depuis 1992 » en minuscules. Avant 1992, par hypothèse, les
courbes « D » et « d » d’une part et « E » et « e » d’autre part, sont confondues.
Jusqu’à maintenant, les calculs ont été établis sur base de la reconstitution la plus précise pos-
sible de la population de nationalité congolaise par sexe et âge entre 1984 et 2005. Cette re-
constitution et l’enregistrement des électeurs se valident réciproquement. Par comparaison, on
estime donc le surcroît de mortalité à 405 759 unités. Ce nombre doit être corrigé de deux ma-
nières :
• D’une part, il est sans doute encore surévalué si l’on veut bien considérer que la totalité du ter-
ritoire n’a pas été concernée par les troubles de la période 1998-2004 et qu’on ne peut
pas imputer à la guerre des morts causées dans d’autres régions par la déliquescence
d’une dictature finissante. Si on admet que Kinshasa, le Bas-Congo, le Bandundu
n’ont pas été touchés, que la totalité – mais dans la réalité, c'est nettement exagéré –
des provinces Orientale, du Nord Kivu, du Sud Kivu, du Maniéma ont subi les
troubles et que les Kasaï, l’Equateur et le Katanga ont été touchés pour la moitié de
leur population, on constate que les troubles ont couvert des territoires représentant
45% de la population du Congo. Alors, l’estimation des décès pourrait diminuer à 405
759 * 0,45 = 182 592 personnes!
• D’autre part, tous les calculs ont été effectués sur la population de nationalité congo-
laise. Or les étrangers, qui représentaient 5% de la population du pays en 1984 ont vu
leur part s’accroître au cours des deux dernières décennies, quasi exclusivement du fait
de l’immigration étrangère dans les provinces de l’Est. Admettons – c’est vraiment un
maximum – que les étrangers soient maintenant 10% de la population du pays et qu’ils
soient tous concentrés dans les zones de troubles. Alors, cela voudrait dire que dans les
zones couvrant les 45% de la population soumise aux troubles, les étrangers compte-
raient pour 22% de la population (22% =10% d’étrangers / 45% de la population to-
tale). Sous cette hypothèse, le nombre maximal de décès s’élèverait alors – dans une
perspective maximaliste – à 182 592 * 1.22 soit un volume de 222 762 morts.
Sa-
chant qu’on est parti de 1992 – et non pas de 1998 –, disons par facilité que le nombre
de morts dus aux troubles est d’environ DEUX CENT MILLE MORTS.
On peut certes accepter l’estimation préalable de quatre cent mille morts mais refuser de
considérer qu’ils sont répartis relativement uniformément sur le territoire et penser au
contraire qu’ils sont tous concentrés dans la partie « orientale » soumise aux troubles. Et donc
ne pas appliquer à ce nombre le pondérateur régional de 45%. C’est oublier que l’évolution de
l’espérance de vie est orientée à la baisse dans toutes les provinces et que cette évolution est
validée par la concordance « reconstitution – enregistrement électoral » au niveau de chaque
province.
On pourrait même dire a contrario que le déclin de l’espérance de vie dans les provinces en
paix plaide en faveur de l’idée selon laquelle les morts du Congo – même dans l’est du terri-
toire – sont plus la conséquence de la déliquescence du régime Mobutu que celle de la guerre
à l’Est et de ses conséquences. Il y aurait alors moins de deux cent mille morts! Mais nous ne
voudrions pas déforcer notre démonstration par des considérations difficilement quantifiables.
Ainsi donc, l’approche dynamique de l’évolution de la population du Congo nous a permis
d’affirmer, par des méthodes uniquement quantitatives et adossées à des observations extrê-
mement robustes de détruire complètement les affirmations délirantes et malheureusement
universellement reprises, selon lesquelles les troubles au Congo auraient entraîné quatre mil-
lions (ou plus) de victimes.
Il existe certes un véritable drame humain en RDC; mais il n’est que très partiellement dû à la
guerre de 1998-2004 comme on vient de le montrer. En fait, les Congolais souffrent surtout
des conséquences de la gestion désastreuse du pays par le régime du maréchal Mobutu et on
pourrait se demander pourquoi dans le passé la Communauté Internationale n’a pas plus éner-
giquement manifesté son écoeurement face à la déliquescence des conditions de vie de l’im-
mense majorité de la population congolaise. Peut-être fallait-il soutenir un « ami » dans le
contexte de guerre froide qui prévalait encore à cette époque?
On pourrait aussi se demander si l’affirmation « quatre millions de morts en RDC» résulte
d’une simple – mais grossière – erreur d’appréciation ou si elle sert les intérêts de pays, d’or-
ganisations ou d’autres puissances occultes.
Enfin, nous soulignons fortement que notre travail n’a pas pour but de banaliser les conditions
de vie extrêmes dans lesquelles la population congolaise se débat. Cependant, il nous a paru
nécessaire, en présentant des estimations scientifiquement défendables, de lutter contre la ten-
dance à exagérer le nombre des victimes. Le présent travail ne nie pas l’inhumanité des condi-
tions de vie congolaises mais donne à penser que ce ne sont pas les interventions étrangères –
condamnables – qui sont la première cause de l’état marastique incontestable dans lequel le
Congo se trouve. De surcroît, on en arrive à penser que cette situation n’est malheureusement
pas exceptionnelle : il se pourrait même qu’il y ait plus de morts en Somalie ou au Darfour, eu
égard à la population « soumise au risque », et que la justice et la compassion les plus élémen-
taires ne devraient pas oublier ces populations-là.
D/2008/4001/4
Add this entry to: