Facteurs associés aux connaissances et à l’attitude envers les maisons d’attente de maternité chez les femmes enceintes : résultats de base d’un essai randomisé en grappes en Éthiopie rurale

Cadre d’étude

Les données de base utilisées dans cette analyse ont été collectées dans les districts d’Ana Lemo et de Gibe de la zone de Hadiya, dans le sud de l’Éthiopie, du 15 septembre au 30 octobre 2022. Les deux districts ont été délibérément sélectionnés en fonction de la disponibilité de MWH fonctionnels. Sur la base des informations que nous avons obtenues du département de la santé de la zone, la population totale estimée des deux districts était de 265 000 en 2021. Les deux districts ont été divisés en 52 clusters/kebeles (les plus petites unités administratives). Un cluster compte en moyenne 5000 habitants. Il y avait un hôpital primaire, 10 centres de santé, 10 MWH et 42 postes de santé dans les deux districts, y compris deux centres de santé et MWH ajoutés d’un district adjacent (district de Misha). La subsistance de la population dépend principalement de l’agriculture.

Participants à l’étude

Les participantes à l’étude étaient des femmes enceintes au début du deuxième trimestre de grossesse (14 à 16 semaines de gestation) qui étaient des résidentes permanentes de la zone d’étude, ont accouché au cours des 5 dernières années précédant la grossesse en cours, vivaient avec leur partenaire masculin au moment de la collecte des données, vivaient à ≥ 2 h de marche de l’établissement de santé le plus proche.²¹ et avaient un accès limité aux transports en commun.

Contexte du procès

La source de données pour cette analyse était une enquête de référence menée avant le déploiement de l’intervention dans un essai randomisé en grappes en cours visant à évaluer l’efficacité de l’éducation sanitaire dispensée aux couples sur l’amélioration des connaissances, de l’attitude et de l’adoption des MWH : éducation sanitaire de groupe, visites à domicile et fourniture de documents imprimés à emporter (ClinicalTrials.gov Identifier : NCT05015023). L’intervention a été fournie à trois points de contact. Le premier point de contact était l’éducation sanitaire de groupe au départ, tandis que les deuxième et troisième contacts étaient des visites à domicile. Des dépliants/messages de santé imprimés ont été fournis à chaque contact.

Calculs de taille d’échantillon

La méthode Hooper et Bourke pour les études de randomisation en grappes de bras parallèles avec des coupes transversales répétées a été utilisée pour calculer la taille de l’échantillon²². Pour illustrer le coefficient de corrélation intra-cluster (ICC) et entre les ICC, la technique comprend la mesure de deux effets de conception, le produit des deux étant utilisé pour gonfler la taille de l’échantillon pour la randomisation individuelle. L’ICC intra était la corrélation entre deux femmes enceintes dans le même groupe, tandis que l’ICC inter était la corrélation entre deux femmes enceintes dans différents groupes. Le premier effet de conception (dc) attribuable à la randomisation en grappes a été mesuré à l’aide d’un ICC intracommunautaire de 0,05 obtenu à partir d’un essai randomisé en grappes communautaire en Éthiopie²³. L’effet de conception (d_c) a été calculé comme suit :

où m est la taille de la grappe supposée être de 20 (c’est-à-dire le nombre total de femmes enceintes qui ont été interrogées dans chaque grappe) et ρ était la taille au sein de l’ICC.

Le deuxième effet de conception (d_r) attribuable à des évaluations répétées (initiale/finale) a été calculée en utilisant l’ICC interne et un coefficient d’autocorrélation de cluster (π) de 0,80²².

Le deuxième effet de conception (d_r) a été calculé comme suit :

où \(r=\left(\frac{m\rho \pi }{{d}_{c}}\right).\)

La taille d’échantillon requise a ensuite été calculée en multipliant la « taille d’échantillon en supposant une randomisation individuelle » par les deux effets de conception (dc et dr). Il a été calculé comme suit :

où \(n\) représente la taille de l’échantillon dans chacun des bras, c’est-à-dire intervention et contrôle. \(un\) représente le multiplicateur conventionnel (1,96) pour alpha \(\gauche(\alpha =0.05\droite)\) et \(b\) représente le multiplicateur conventionnel (0,842) pour la puissance \((1-\beta =0.80)\). \({p}_{1}\) représente la proportion d’utilisateurs post-intervention de MWH et \({q}_{1}\) représente la proportion de non-utilisateurs post-intervention de MWH. \({p}_{2}\) représente la proportion (50 %) d’utilisateurs de MWH tirée d’une étude dans la zone de Gurage, au sud-ouest de l’Éthiopie²⁴ et \({q}_{2}\) représente la proportion pré-intervention de non-utilisateurs de MWH. \(|{p}_{1}-{p}_{2}|\) une taille d’effet— était un changement absolu dans la proportion d’utilisation du MWH après l’intervention. Il était estimé à 20 %.

De plus, les paramètres suivants ont été pris en compte : IC à 95 %, puissance de 80 %, ratio d’allocation de 1: 1 de l’intervention au contrôle, perte potentielle de 10 % au suivi et taille de l’échantillon tabulé \(({n}_{0}=199)\) nécessaire pour détecter une différence dans deux proportions à un niveau de signification de 5 % avec une puissance de 80 % dans la littérature²⁵. Selon Hooper et Bourke, le nombre de grappes (K) pour l’échantillon a été déterminé à l’aide de la formule \(K=\gauche({n}_{0}{d}_{c}{d}_{r}\droite)/m\). La taille finale de l’échantillon a été calculée en substituant les valeurs spécifiées dans la formule ci-dessus. Par conséquent, un total de 16 grappes étaient nécessaires, avec une taille d’échantillon finale approximative de 320. Les deux bras comptaient chacun 160 femmes enceintes éligibles (avec leurs partenaires masculins).

Approbation éthique

Une lettre d’approbation éthique a été reçue de l’IRB de l’Université de Jimma avec le numéro de référence JUIRB-33/22, datée du 09/02/2022. Par conséquent, une lettre d’autorisation a été obtenue du Département de la santé de la zone de Hadiya, dans le sud de l’Éthiopie. Les participants à l’étude ont été informés de l’objectif de l’étude et un consentement éclairé écrit a été obtenu de chaque participant avant le début de la collecte des données. Cette étude a été enregistrée sur ClinicalTrials.gov avec l’identifiant : NCT05015023. Lien: https://clinicaltrials.gov/ct2/show/NCT05015023. Toutes les méthodes ont été réalisées conformément aux directives et réglementations pertinentes, y compris les directives éthiques du comité d’examen éthique de l’Université de Jimma et la déclaration d’Helsinki.

Enquête de base

L’enquête de référence ciblait 320 femmes enceintes de 16 clusters. Il y avait 160 participants dans chacun des deux bras avec un nombre moyen de 20 participants dans un groupe. Des questionnaires structurés ont été utilisés pour collecter des données par le biais d’entretiens en face à face. Les questionnaires ont été adaptés à partir de documents tels que les enquêtes démographiques et sanitaires éthiopiennes et un cadre mondial d’évaluation de l’implication des hommes dans la santé maternelle.^26,27. Les questionnaires ont été préparés en anglais, traduits dans la langue locale (amharique) et pré-testés. Le pré-test a été effectué sur 10 % de la taille de l’échantillon calculé à Misha Woreda, un district en dehors de nos sites d’étude. Ensuite, l’alpha de Cronbach a été calculé à l’aide de SPSS version 25 pour tester la cohérence interne des questions sur les connaissances, l’attitude et l’implication du partenaire masculin et une valeur alpha de Cronbach supérieure à 0,7 a été considérée comme fiable. Les données ont été recueillies sur des variables d’étude telles que les caractéristiques sociodémographiques, les connaissances, l’attitude et l’utilisation des services de santé, y compris l’utilisation du MWH (fichier supplémentaire 1). L’investigateur principal et les deux autres superviseurs de terrain ont supervisé la collecte des données. Tous les participants ont répondu aux questionnaires.

Variables d’intérêt et mesure

La principale variable de résultat était la proportion autodéclarée d’utilisation de MWH pour toute grossesse au cours des 5 dernières années, tandis que les critères de jugement secondaires étaient la connaissance et les attitudes à l’égard des MWH. Dans cette analyse, nous avons cherché à évaluer les facteurs associés aux connaissances et à l’attitude envers les MWH. La proportion de participation au MWH a été mesurée comme le nombre de femmes qui ont déclaré être restées au MWH pendant au moins un jour pour toute grossesse au cours des 5 dernières années divisé par le nombre de femmes qui ont accouché au cours de la même période (parmi les femmes inscrites à l’essai) × 100. Les connaissances ont été mesurées à l’aide de 7 questions “Oui” ou “Non”. « Oui » était représenté par « 1 » et « Non » était représenté par « 0 ». Ensuite, la somme moyenne pour un répondant au-dessus de la médiane (Y ≥ 4) était considérée comme une bonne connaissance et en dessous de 4 était considérée comme une mauvaise connaissance. L’attitude a été mesurée à l’aide d’échelles de Likert à 5 points (très en désaccord, en désaccord, neutre, d’accord, très d’accord). Cinq questions ont été utilisées pour mesurer l’attitude. Les scores moyens supérieurs à la médiane étaient considérés comme une attitude favorable tandis que les scores moyens inférieurs à la médiane étaient considérés comme une attitude défavorable.

Pour évaluer l’implication des partenaires masculins, nous avons adopté un outil d’un cadre mondial d’évaluation de l’implication des hommes dans la santé maternelle²⁷. Le cadre global comprend 5 domaines (implication dans la communication, implication dans la prise de décision, soutien pratique, soutien physique et soutien émotionnel). Chacun des 5 domaines comporte 3 à 5 questions, avec un total de 21 questions. Nous avons soigneusement adapté l’outil à notre contexte et collecté les données. Dans cette analyse, nous avons sélectionné 9 indicateurs (questions « Oui » ou « Non ») pour mesurer le niveau d’implication du partenaire masculin dans la santé maternelle. Les scores “Oui” supérieurs à la médiane (Y ≥ 5) étaient considérés comme une bonne implication du partenaire masculin et les scores “Oui” inférieurs à la médiane (Y ≤ 4) étaient considérés comme une faible implication masculine.

L’analyse des données

L’analyse des données a été effectuée à l’aide de la version 25 de SPSS. Des statistiques descriptives ont été effectuées et les résultats ont été présentés à l’aide de texte, de tableaux et de graphiques. Des analyses de régression logistique bivariées et multivariées ont été menées pour identifier les facteurs associés à la connaissance et à l’attitude des femmes enceintes envers les MWH. Dans les régressions logistiques, le rapport de cotes brut (COR) et le rapport de cotes ajusté (AOR) avec les intervalles de confiance à 95 % correspondants ont été calculés pour montrer la force de l’association. Les variables avec une valeur de p < 0,25 à l'analyse bivariée ont été intégrées à l'analyse multivariée. Dans l'analyse multivariée, la signification statistique a été déclarée à une valeur de p < 0,05. Le test Hosmer-Lemeshow a été utilisé pour vérifier la qualité de l'ajustement de la régression logistique.