Mortalité par traumatisme dans la bande de Gaza du 7 octobre 2023 au 30 juin 2024 : une analyse de capture-recapture.

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64 260 décès dus à des lésions traumatiques, bande de Gaza, données fin juin 2024, mortalité par traumatisme

Zeina Jamaluddine, PhD^a,b ∙ Hanan Abukmail, MD^a,c ∙ Sarah Aly, DO^a,d ∙ Prof Oona M R Campbell, PhD^a ∙ Prof Francesco Checchi, PhD

Contexte

Des estimations précises de la mortalité aident à quantifier et à commémorer l’impact de la guerre. Nous avons utilisé plusieurs sources de données pour estimer les décès dus à des lésions traumatiques dans la bande de Gaza entre le 7 octobre 2023 et le 30 juin 2024.

Méthodes

Nous avons utilisé une analyse de capture-recapture sur trois listes en utilisant des données provenant des listes d’hôpitaux du ministère palestinien de la santé, d’une enquête en ligne du ministère de la santé et de notices nécrologiques sur les médias sociaux. Après imputation des valeurs manquantes, nous avons ajusté des modèles linéaires généralisés alternatifs à la structure de chevauchement des trois listes, chaque modèle représentant différentes dépendances possibles entre les listes et incluant des covariables prédictives de la probabilité d’être inscrit sur la liste ; nous avons calculé la moyenne des modèles pour estimer le nombre réel de décès au cours de la période d’analyse (du 7 octobre 2023 au 30 juin 2024). Les taux de mortalité annualisés par âge et par sexe qui en résultent ont été comparés à la mortalité en 2022.

Résultats

Nous avons estimé à 64 260 le nombre de décès (IC à 95 % 55 298-78 525) dus à des lésions traumatiques au cours de la période étudiée, ce qui laisse penser que le ministère palestinien de la santé a sous-estimé la mortalité de 41 %. Le taux brut de mortalité annualisé était de 39-3 pour 1000 personnes (IC 95 % 35-7-49-4), ce qui représente un ratio de 14-0 (IC 95 % 12-8-17-6) par rapport à la mortalité toutes causes confondues en 2022, même si l’on ne tient pas compte de la surmortalité non liée aux traumatismes. Les femmes, les enfants (âgés de moins de 18 ans) et les personnes âgées (≥65 ans) représentaient 16 699 (59-1%) des 28 257 décès pour lesquels des données sur l’âge et le sexe étaient disponibles.

Interprétation

Nos résultats montrent un taux de mortalité exceptionnellement élevé dans la bande de Gaza au cours de la période étudiée. Ces résultats soulignent le besoin urgent d’interventions visant à prévenir d’autres pertes humaines et mettent en lumière d’importants schémas dans la conduite de la guerre.

Introduction

Depuis le 7 octobre 2023, l’opération militaire israélienne dans la bande de Gaza fait l’objet d’un examen minutieux et d’enquêtes sur les crimes de guerre. La mortalité des civils est un indicateur clé permettant d’évaluer la conduite d’un conflit et ses conséquences sur la santé publique¹. En 2021, le ministère palestinien de la santé dans la bande de Gaza était parvenu à une bonne précision dans la documentation sur la mortalité, avec une sous-déclaration estimée à 13 %²⁽³⁾. Le centre d’information sur la santé du ministère de la santé a obtenu des données sur la mortalité auprès des morgues des hôpitaux et les a enregistrées dans un système d’information électronique.^{3 3}Les bilans publiés par le ministère de la santé lors de l’une des précédentes opérations militaires israéliennes de grande envergure en 2014 ont été jugés fiables, se situant dans une fourchette de 4 % des estimations de l’ONU et de 8 % de celles de l’armée israélienne.Au début de l’opération militaire actuelle, le ministère de la santé a continué à suivre les décès individuels dus à des lésions traumatiques, et ses rapports se sont révélés crédibles.^4-6

Cependant, depuis octobre 2023, la qualité des données de mortalité du ministère de la santé semble s’être détériorée, comme l’indique le nombre croissant de défunts non identifiés (c’est-à-dire sans nom ou autre identifiant unique)^{(3) (}tableau 1, figure 1). L’escalade des opérations militaires israéliennes au sol et les attaques contre les établissements de santé ont gravement perturbé la capacité de ces derniers à enregistrer les décès par voie électronique. Ces difficultés ont contraint le ministère de la santé à recourir à des modalités de collecte de données moins structurées, en particulier lorsque les hôpitaux étaient assiégés ou soumis à des blocages des télécommunications. Cela aurait pu conduire à des rapports incomplets et géographiquement biaisés, comme on l’a vu dans d’autres zones de conflit où une guerre prolongée complique le suivi des victimes^(8).

Figure 1 Nombre cumulé de décès dus à des lésions traumatiques signalés par le ministère palestinien de la santé, par source, au fil du temps

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	Période couverte (à partir du 7 octobre 2023)	Décès identifiés par l’hôpital	Enquête en ligne auprès des personnes décédées	Personnes décédées non identifiées	Total cumulé
Mise à jour 1	26 octobre 2023	6746	NA	280	7026
Mise à jour 2*	5 janvier 2024	14 117	NA	8483	22 600
Mise à jour 3	29 mars 2024	18 428	1563	12 632	32 623
Mise à jour 4	30 avril 2024	19 730	3257	11 548^†	34 535
Mise à jour 5	30 juin 2024	22 368	5817	9692	37 877

Tableau 1

Composition des mises à jour successives des décès par traumatisme du ministère palestinien de la santé⁷

NA = non applicable.

*Les hôpitaux de la ville de Gaza et des gouvernorats du nord de Gaza ont cessé leurs activités le 2 novembre 2023.

†Le nombre d’enregistrements non identifiés a diminué après la troisième mise à jour, car le ministère palestinien de la santé a pu rétrospectivement attribuer une identité à certains d’entre eux.

_{Plusieurs estimations de la mortalité dans la bande de Gaza depuis octobre 2023 ont été publiées. Au 30 juin 2024, le ministère de la santé a fait état de 37 877 personnes décédées, dont 28 185 ont été identifiées⁷⁾. Le Bureau de la coordination des affaires humanitaires des Nations unies (OCHA) a estimé qu’environ 10 000 personnes étaient portées disparues sous les décombres et présumées mortes(9.⁹Le Comité international de la Croix-Rouge a recensé 8617 Palestiniens portés disparus au 30 juin 2024, bien que ces chiffres puissent inclure des personnes emprisonnées par Israël.¹⁰L’Observatoire euro-méditerranéen des droits de l’homme a recensé 45 223 morts au 12 juin 2024, y compris sous les décombres, mais avec une méthode peu claire.^(12(1311)L’Armed Conflict Location & Event Data Project (ACLED) a dénombré 39 276 morts d’après les médias, la société civile et les sources gouvernementales au 30 juin 2024 (annexe p. 2), tandis que le Premier ministre israélien a affirmé qu’environ 30 000 personnes avaient été tuées dans la bande de Gaza en mai 2024).¹³Bien que ces chiffres soient considérés comme des décès dus à des lésions traumatiques, d’autres ont émis l’hypothèse que les effets indirects des opérations militaires contre Gaza pourraient porter la surmortalité toutes causes confondues à 186 000.¹⁴Le 8 mai 2024, l’OCHA a modifié sa méthode de notification de la mortalité dans la bande de Gaza, faisant désormais la distinction entre les personnes décédées identifiées et non identifiées.¹⁵Cet ajustement a relancé les questions sur la fiabilité des données officielles relatives à la mortalité.}

La recherche en contexte

Données antérieures à cette étude

De multiples sources ont mis en doute l’exactitude et la fiabilité des chiffres de mortalité communiqués par le ministère palestinien de la santé dans la bande de Gaza au cours de l’opération militaire israélienne en cours. Les critiques se sont inquiétés de l’exagération du nombre de décès, citant des problèmes tels que la manipulation potentielle des données, les identifications manquantes et les incohérences dans les classifications démographiques. D’autres soulignent la possibilité d’une sous-déclaration, citant la détérioration des systèmes de collecte de données et les corps non retrouvés. Aucune recherche documentaire n’a été effectuée.

Valeur ajoutée de cette étude

Notre étude utilise des méthodes de capture-recapture pour estimer le nombre total de décès dus à des lésions traumatiques dans la bande de Gaza entre le 7 octobre 2023 et le 30 juin 2024. En combinant trois listes de données – les listes officielles des hôpitaux, une enquête du ministère de la santé et les notices nécrologiques des médias sociaux – nous fournissons une estimation de la mortalité qui tient compte de la sous-déclaration. Nous estimons la mortalité totale due aux lésions traumatiques à 64 260 (IC à 95 % 55 298-78 525), ce qui signifie que les rapports du ministère de la santé sous-estiment les décès de 41 %. En octobre 2024, l’estimation officielle du ministère de la santé s’élevait à 41 909, ce qui suggère que les chiffres réels de la mortalité dépassent probablement 70 000. Cette étude souligne l’importance d’utiliser des méthodes statistiques pour estimer avec précision les décès liés aux conflits armés, plutôt que de s’appuyer uniquement sur les chiffres rapportés.

Implications de toutes les données disponibles

Les taux de mortalité élevés révélés par notre étude, combinés à des preuves antérieures, soulignent la gravité de la crise dans la bande de Gaza. Nos résultats confirment les préoccupations exprimées par les organisations palestiniennes et internationales, y compris des organisations humanitaires et de défense des droits de l’homme réputées et des rapporteurs spéciaux des Nations unies, quant à l’ampleur des pertes civiles. Notre étude soutient le point de vue selon lequel les chiffres du ministère de la santé sont plus susceptibles de sous-estimer que de surestimer la mortalité. Ces éléments confirment la nécessité d’interventions internationales urgentes pour éviter de nouvelles pertes en vies humaines et remédier aux conséquences sanitaires à long terme de l’assaut militaire israélien à Gaza.

L’analyse capture-recapture, initialement popularisée par les écologistes, a été utilisée pour estimer la mortalité et d’autres résultats violents dans les zones de conflit armé, notamment au Kosovo,¹⁶en Colombie,¹⁷et au Soudan.¹⁸Cette méthode, également connue sous le nom d’estimation de systèmes multiples ou de marquage-recapture, utilise plusieurs sources de données (listes) avec suffisamment d’informations d’identification pour relier avec précision les enregistrements, identifier les cas de chevauchement et déduire le nombre réel de cas (décès), y compris ceux qui ne figurent dans aucune liste, en se basant sur des modèles statistiques. Nous avons utilisé l’analyse capture-recapture de trois listes publiques de personnes décédées pour estimer rétrospectivement la mortalité due à des lésions traumatiques dans la bande de Gaza entre le 7 octobre 2023 et le 30 juin 2024.

Méthodes

Sources de données

Dans cette étude de capture-recapture, nous avons composé trois listes à partir des données successives de la morgue de l’hôpital collectées par le ministère de la santé, d’une enquête en ligne du ministère de la santé et de notices nécrologiques publiées sur des pages de médias sociaux publics. Le ministère de la santé a publié cinq mises à jour cumulées présentant à la fois les données de mortalité de la morgue de l’hôpital et de l’enquête en ligne et couvrant la période du 7 octobre 2023 au 30 juin 2024 (tableau 1). Ces mises à jour concernent 22 368 personnes décédées à l’hôpital ou amenées à la morgue de l’hôpital, pour lesquelles les numéros d’identification palestiniens, les noms (prénom, nom du père, nom du grand-père, nom de famille), l’âge au moment du décès et le sexe ont été indiqués. Les mises à jour contiennent également les nombres agrégés de décès non identifiés rapportés par les hôpitaux et les médias (n=9692). Les proportions les plus élevées de décès non identifiés ont été observées dans les mises à jour de janvier (38%), mars (39%) et avril (33%) (tableau 1. )Le ministère de la santé a ensuite identifié rétrospectivement certains de ces défunts, réduisant la proportion cumulée de décès non identifiés à 26% (tableau 1) à partir de la mise à jour 5. Nous avons utilisé les dossiers des personnes décédées identifiées par l’hôpital comme première liste pour l’analyse de capture-recapture (ci-après, la liste de l’hôpital). Nous avons exclu les défunts non identifiés déclarés par l’hôpital et par les médias.

Le 1er janvier 2024, le ministère de la Santé a lancé une enquête continue sur la mortalité et les personnes disparues, initialement menée via Google Forms (qui n’accepte plus de réponses), puis hébergée sur la plateforme d’enquête du ministère de la Santé de Gaza. L’enquête a été diffusée par le biais de diverses plateformes de médias sociaux (Facebook, WhatsApp, Telegram et Instagram) aux Palestiniens vivant dans et en dehors de la bande de Gaza et a enregistré des données sur les numéros d’identification palestiniens, les noms, l’âge au moment du décès, le sexe, le lieu du décès et la source de déclaration. L’enquête a recueilli des données rétrospectives jusqu’au 7 octobre 2023 et ses résultats ont été inclus dans les mises à jour de mortalité du ministère de la santé, bien que séparément (tableau 1). Nous avons obtenu les données brutes de l’enquête auprès du ministère de la santé et les avons utilisées comme deuxième liste de capture-recapture (ci-après, la liste de l’enquête). Nous avons exclu de l’analyse 930 personnes déclarées manquantes, mais nous avons effectué une analyse de sensibilité en incluant ces personnes comme défunts présumés et en utilisant les mêmes méthodes que pour l’analyse principale.

Pour créer notre troisième liste de capture-recapture (ci-après, la liste des médias sociaux), nous avons récupéré manuellement des informations sur des plateformes de médias sociaux à source ouverte, y compris des pages nécrologiques spécifiques pour Gaza shaheed¹⁹, les martyrs de Gaza²⁰et le Centre d’information palestinien^(21). Ces pages sont des espaces nécrologiques largement utilisés où les parents et les amis informent leurs réseaux des décès, présentent leurs condoléances et leurs prières, et honorent les personnes connues comme martyrs (celles qui sont tuées à la guerre). Les plateformes couvrent plusieurs canaux de médias sociaux, notamment X (anciennement Twitter), Instagram, Facebook, WhatsApp et Telegram. Tout au long de la période étudiée, ces pages ont été mises à jour périodiquement et régulièrement, constituant ainsi une source complète d’informations sur les victimes. Les notices nécrologiques comprenaient généralement les noms, l’âge au moment du décès, ainsi que la date et le lieu du décès, et étaient souvent accompagnées de photographies et d’histoires personnelles. Nous avons traduit les articles anglais en arabe afin de faire correspondre les noms entre les listes et nous avons exclu les décès attribués à des blessures non traumatiques.

L’approbation éthique de cette étude a été obtenue auprès de la London School of Hygiene & Tropical Medicine (numéro de référence 31101). Le code d’analyse et les données anonymes sont publiés sur la plateforme GitHub (https://github.com/ZeinaJamaluddine/gaza_mortality_capture_recapture).

Gestion des données et couplage des enregistrements

Nous avons exclu les enregistrements dont la date de décès se situait en dehors de la période d’analyse (du 7 octobre 2023 au 30 juin 2024), vérifié la longueur correcte des numéros d’identification palestiniens et contrôlé les âges invraisemblables. Nous avons normalisé les noms arabes dans toutes les sources, en traitant les problèmes courants tels que les noms de famille avec et sans le préfixe Al () ; les variations dans les noms de famille telles que Abu () et Bu () ; les noms se terminant de manière interchangeable par tah ة et ha ﻩ ; et les lettres avec un shadda ﹼ (accent). Les enregistrements dont les noms ne sont pas clairs (uniquement un prénom, ou des descripteurs tels que fille de ou épouse de au lieu du nom réel de la personne) ont été considérés comme inadéquats pour le couplage et ont été exclus.

Une approche en plusieurs étapes a été utilisée pour supprimer les doublons dans chaque liste et faire correspondre les défunts dans les trois ensembles de données. Ce processus a impliqué des numéros d’identification palestiniens, un couplage probabiliste à l’aide de la version 18 du progiciel Stata reclink2, et une révision manuelle.

Déduplication des données

Chaque entrée de la liste a été initialement dédoublonnée à l’aide des numéros d’identification palestiniens lorsqu’ils étaient disponibles. Pour les enregistrements dont les numéros d’identification ne correspondaient pas, un couplage probabiliste a été appliqué à l’aide du logiciel reclink2. Celui-ci permet d’établir des correspondances entre les ensembles de données, en mettant en œuvre un algorithme de correspondance qui compare les enregistrements sur la base de variables spécifiées, calcule les probabilités de correspondance et sélectionne les meilleures correspondances à l’aide d’un score de similarité composite. Nous avons accordé plus d’importance aux prénoms et aux noms de famille, suivis des noms du père et du grand-père (annexe p. 3), ce qui reflète la structure typique des noms palestiniens. Les doublons identifiés par l’algorithme de lien probabiliste avec une probabilité de 80 % ou plus ont été examinés manuellement par deux chercheurs indépendants qui ont examiné séparément leur part de tous les doublons potentiels. Si l’un des chercheurs n’était pas sûr d’une correspondance, il discutait des divergences pour parvenir à un consensus. Cette approche a permis un examen efficace tout en fournissant un mécanisme pour traiter les cas incertains. Le dédoublonnage des données des médias sociaux a également impliqué l’examen manuel des photographies qui les accompagnaient.

Correspondance des listes croisées

Après déduplication, les défunts ont été appariés entre la liste de l’hôpital, la liste de l’enquête et la liste des médias sociaux. Les enregistrements ont d’abord été reliés de manière déterministe entre la liste de l’hôpital et la liste de l’enquête à l’aide des numéros d’identification palestiniens. Pour les enregistrements non appariés restants, le couplage probabiliste reclink2 a été utilisé avec les mêmes critères de pondération que ceux utilisés pour le dédoublonnage (annexe p 3). Les enregistrements qui n’ont pas été reliés automatiquement et les correspondances avec une probabilité de 95% ou plus ont été soumis à un examen manuel comme décrit. La même approche a ensuite été utilisée pour la liste des médias sociaux.

L’appariement de listes croisées a permis d’obtenir 2126 correspondances entre les listes d’hôpitaux et d’enquêtes (1902 déterminées par ID, 213 probabilistes et 11 par examen manuel), 1370 correspondances entre les médias sociaux et les listes d’hôpitaux (1353 probabilistes et 17 manuelles), et 548 correspondances entre les médias sociaux et les listes d’enquêtes (521 probabilistes et 27 manuelles).

Analyse statistique

L’ensemble de données comportait des valeurs manquantes pour l’âge, le sexe et le mois du décès (annexe p. 4). Pour l’imputation des valeurs manquantes, nous avons généré 100 ensembles de données contenant les valeurs imputées de ces variables à l’aide du package R multivariate imputation by chained equations (mice⁾⁽²²⁾(version 3.17.0) avec cinq chaînes d’itération. Pour l’âge et le sexe, nous avons utilisé un algorithme prédictif de forêt aléatoire après avoir vérifié qu’il produisait une distribution d’imputation similaire à celle des valeurs non manquantes (annexe p 5.) Pour le mois du décès, nous avons échantillonné à partir de la distribution des mois non manquants, car d’autres méthodes d’imputation dans le paquet souris sous-représentaient les mois avec moins de décès.

L’analyse capture-recapture à trois listes repose sur l’ajustement de modèles log-linéaires alternatifs à l’ensemble de données appariées. Huit modèles alternatifs sont possibles : chacun doit contenir des termes pour la probabilité d’apparaître sur la liste 1 (liste de l’hôpital), la liste 2 (liste de l’enquête) et la liste 3 (liste des médias sociaux), ainsi que des termes pour aucune, une ou plusieurs des interactions bidirectionnelles possibles entre les listes. Ces interactions représentent des dépendances entre les listes (par exemple, un décès apparaissant sur la liste 1 pourrait être plus susceptible qu’au hasard d’apparaître également sur la liste 3). Les covariables potentielles qui aident à tenir compte de l’hétérogénéité individuelle dans l’inclusion dans la liste peuvent être incluses dans le modèle, auquel cas leurs interactions avec les termes de la liste devraient également figurer. Dans la formulation de Rossi et de ses collègues,²³ des modèles linéaires de Poisson généralisés sont ajustés à un ensemble de données élargi dans lequel chaque cas (défunt) présente chacun des résultats possibles 000, 001, 010, 100, 011, 101, 110 ou 111, où les trois chiffres fictifs 0 ou 1 indiquent si le défunt figure sur les listes 1, 2 et 3 respectivement. Le vrai résultat se voit attribuer la valeur 1, le résultat 000 une valeur manquante et les autres résultats une valeur 0. Le modèle prédit la valeur de chaque résultat, et les prédictions individuelles du résultat 000 sont additionnées sur tous les cas pour fournir une estimation des décès n’apparaissant sur aucune liste, qui sont ensuite ajoutés aux décès apparaissant sur une ou plusieurs listes pour déduire la mortalité totale. Cette formulation permet également d’inclure facilement des covariables (par exemple, l’âge) dans la formule du modèle. Nous avons calculé des IC de Wald à 95 % pour les prédictions ; tout en reconnaissant que le bootstrapping ou les intervalles de profil pourraient avoir une meilleure couverture, ces calculs étaient prohibitifs compte tenu de la taille de l’ensemble de données et du nombre d’imputations.

Au lieu de sélectionner l’un des modèles candidats, nous avons calculé la moyenne de leurs prédictions comme l’ont montré Rossi et ses collègues²⁴après avoir pondéré chaque modèle i par sa probabilité a posteriori W_i(intervalle 0-1), exprimée ici en fonction du critère d’information d’Akaike (AIC), qui combine les caractéristiques souhaitables de la qualité de l’ajustement et de la parcimonie tout en étant un corrélat des facteurs de Bayes et de la performance prédictive. Plus précisément :

où R est le nombre total de modèles candidats (huit pour le scénario à trois listes) et ∆_i=_AIC(i)−_AIC(min)(c’est-à-dire la différence entre l’AIC de chaque modèle et l’AIC le plus bas parmi tous les modèles). Pour atténuer les biais dus à l’hétérogénéité des probabilités individuelles de capture (inclusion dans une liste), nous avons stratifié l’analyse comme suit : (1) par catégorie d’âge (par tranches de 15 ans) et par sexe, avec (1a) aucune covariable ou (1b) le mois du décès inclus comme covariable catégorielle ; (2) par mois du décès, avec l’âge (continu) et le sexe comme covariables. La moyenne du modèle a été calculée à l’intérieur des strates. Nous avons utilisé la stratification 1a pour calculer les estimations tous âges et tous sexes, car elle présentait un AIC plus faible que la stratification 2. Nous avons décidé d’inclure les covariables lorsqu’elles amélioraient l’ajustement (sur la base d’un test du rapport de vraisemblance comparant les modèles avec et sans chaque covariable) ou modifiaient de manière substantielle l’estimation ponctuelle des décès non répertoriés. Bien que la stratification 1b ait un AIC légèrement inférieur à celui de la stratification 1a, ses IC sont beaucoup plus larges, ce qui gêne l’interprétation.

Différentes approches de l’analyse capture-recapture ont été proposées. Afin d’explorer comment notre choix de modélisation log-linéaire au niveau individuel a pu affecter les estimations et de vérifier les éventuelles erreurs de programmation, nous avons également analysé les données selon la stratification âge-sexe (1a) en utilisant les éléments suivants : un modèle logit mixte (équivalent à une version quasi-symétrique du modèle log-linéaire) ;²⁵une approche graphique décomposable de la moyenne des modèles bayésiens (BMA) (paquet R dga),²⁶en supposant des a priori non informatifs ; et un modèle log-linéaire minimisant l’AIC, tel que mis en œuvre par l’application Multiple Source Capture Recapture. Comme les approches décrites analysent toutes des tableaux de contingence agrégés de l’appartenance à la liste, nous les avons construits pour chaque strate âge-sexe en prenant le mode des valeurs imputées de l’âge et du sexe. Les comparaisons qui en résultent sont présentées en annexe (p. 6).

Nous avons également estimé la sensibilité de chaque liste (nombre de décès uniques présents sur la liste divisé par l’estimation ponctuelle du nombre total de décès estimés, l’IC à 95 % étant donné en utilisant l’IC des décès estimés au dénominateur) et les taux de mortalité bruts annualisés et spécifiques à l’âge et au sexe calculés en divisant les estimations de notre modèle ou leur IC à 95 % par les projections du Fonds des Nations unies pour la population pour la population de Gaza en 2023 sur la base du recensement de 2017, pour lequel nous n’avons pas supposé d’incertitude^.(2,27)

Rôle de la source de financement

Cette étude n’a bénéficié d’aucune source de financement.

Résultats

Les trois listes (hôpital, enquête et médias sociaux) comprenaient des dossiers uniques pour 29 271 personnes nommées tuées à la suite de lésions traumatiques subies dans la bande de Gaza entre le 7 octobre 2023 et le 30 juin 2024. 22 368 dossiers hospitaliers ont été initialement collectés, dont 22 347 ont été utilisés pour l’analyse après exclusion de 21 doublons ou noms imprécis (annexe p 4.) La liste d’enquête contenait initialement 10 544 entrées, mais 2033 doublons et 930 personnes déclarées disparues plutôt que tuées ont été exclus, laissant 7581 personnes décédées identifiées de façon unique. Après dédoublonnage, nous avons extrait 3190 enregistrements uniques de défunts à partir des rubriques nécrologiques des médias sociaux. Parmi les trois listes différentes, la liste de l’hôpital a identifié le plus grand nombre de décès et n’avait pas de données manquantes, alors que dans la liste des médias sociaux, le sexe était manquant pour deux (0-1%) des 3190 enregistrements, le mois du décès était manquant pour 142 (4-5%) enregistrements, et l’âge au décès était manquant pour 957 (30-0%) enregistrements (annexe p. 4.)

La distribution des décès par mois, âge et sexe dans les différentes listes (à l’exclusion des valeurs manquantes) est présentée dans la figure 2. Des pics ont été enregistrés en octobre, novembre et décembre 2023, suivis d’une diminution en avril et mai 2024, puis d’une augmentation en juin 2024 (coïncidant avec l’escalade des attaques terrestres et aériennes israéliennes à Rafah et Khan Younis).

_{Figure 2 Répartition en pourcentage des décès par lésions traumatiques répertoriés par mois de décès (A), âge (B) et sexe (C) au sein de chaque liste.}

Les données sur l’âge ou le sexe étaient manquantes pour 1014 (3-5%) des 29 271 décès totaux rapportés par au moins une liste. Pour 28 257 décès déclarés, les données relatives à l’âge et au sexe étaient disponibles. 10 499 (37-2%) des décès pour lesquels des données sur l’âge et le sexe étaient disponibles étaient des femmes et 17 758 (62-8%) étaient des hommes. Les enfants de moins de 18 ans représentaient 9423 (33-3%) des décès, tandis que les adultes plus âgés (≥65 ans) représentaient 1628 (5-8%) des décès. Les femmes âgées de 18 à 64 ans représentaient 5648 (20-0%) du total. Dans l’ensemble, les femmes, les enfants et les personnes âgées de 65 ans ou plus représentaient 16 699 (59-1%) des décès dus à des lésions traumatiques.

1721 (53-9%) des 3190 décès signalés sur les médias sociaux avaient une correspondance dans la liste de l’hôpital ou de l’enquête, ou les deux, tandis que 2477 (32-7%) des 7581 décès signalés dans la liste de l’enquête avaient une correspondance avec les dossiers de l’hôpital ou des médias sociaux, ou les deux (figure 3). La liste de l’hôpital a montré le moins de chevauchement, avec seulement 3299 (14-8%) des 22 347 décès correspondant à des enregistrements dans d’autres listes (figure 3). L’estimation moyenne des décès en dehors de toute liste était de 34 995 (IC à 95 % 26 034-49 262 ; tableau 2). Collectivement, les trois listes ont capturé 45-4% (95% CI 37-2-52-7) des décès totaux estimés (annexe p 7). En ajoutant les estimations des décès ne figurant sur aucune liste à ceux enregistrés par au moins une liste, on obtient une estimation totale de 64 260 décès (IC 95 % 55 298-78 525) causés par des lésions traumatiques. Le modèle log-linéaire a estimé 65 689 décès (61 044-71 162) et le modèle logit mixte 61 277 décès (47 457-88 332), ce qui est raisonnablement proche de notre estimation principale. Cependant, le modèle BMA a estimé moins de décès (50 663 [IC 95 % 45 912-55 980]) que les autres modèles (annexe p 6). Si les personnes manquantes telles que rapportées dans la liste de l’enquête sont incluses dans l’analyse en tant que décédés, l’estimation globale passerait à 68 662 (IC 95% 58 735-84 472 ; voir annexe p 8).

_{Figure 3 Chevauchement des défunts entre les trois listes (hôpital, enquête et médias sociaux)}

	Décès en dehors de toute liste (IC 95 %)*	Probabilité postérieure à travers les strates ^†
Pas d’interactions	36 906 (32 181-42 448)	0-015
Hôpital × médias sociaux, hôpital × enquête, et médias sociaux × enquête	36 583 (18 964-80 982)	0-208
Hôpital × médias sociaux et Hôpital × enquête	20 862 (14 396- 31 036)	0-118
Hôpital × médias sociaux et médias sociaux × enquête	47 825 (40 236-57 057)	0-250
Hôpital × enquête et médias sociaux × enquête	26 091 (19 683-35 419)	0-183
Hôpital × médias sociaux	42 697 (36 400-50 253)	0-006
Hôpital × enquête	23 519 (18 501-30 357)	0-115
Médias sociaux × enquête	39 308 (34 020-45 568)	0-105
Estimation des décès en dehors de toute liste	34 995 (26 034-49 262)	.

Tableau 2 Estimations des décès par traumatisme en dehors de toute liste par modèle

*Médiane de toutes les imputations, agrégée par strates âge-sexe, avec IC à 95 %.

†Probabilités postérieures moyennes pour toutes les imputations et strates âge-sexe pour chaque modèle.

La mortalité était la plus élevée en octobre, novembre et décembre 2023 (annexe p 9). La sensibilité de la liste combinée était la plus faible en novembre et décembre 2023, coïncidant avec l’intensité la plus forte des bombardements aériens au cours de la période d’analyse (annexe p 2).

Nous avons estimé un taux annualisé de décès dus à des lésions traumatiques de 39-3 pour 1 000 personnes (IC à 95 % 35-7-49-4), soit 1-1 pour 10 000 jours-personnes. En comparaison, le taux brut de mortalité toutes causes confondues en 2022 était de 2-8 pour 1 000 personnes,²⁸ , ce qui donne un rapport de taux de 14-0 (IC 95 % 12-8-17-6). Ce ratio est intrinsèquement biaisé à la baisse puisqu’il exclut les décès dus à des causes autres que des blessures pendant la période des opérations militaires. La mortalité par âge et par sexe est présentée dans la figure 4. Chez les femmes, les taux étaient remarquablement stables dans toute la tranche d’âge, suggérant un risque uniformément élevé d’être tué depuis l’enfance jusqu’à un âge plus avancé ; chez les hommes, un pic modéré a été observé chez les individus âgés de 15 à 45 ans.

**_{Figure 4 Mortalité annualisée par âge et par sexe due à des lésions traumatiques pour 1 000 personnes entre le 7 octobre 2023 et le 30 juin 2024}**

_{Les ratios de taux par âge (pour les deux sexes combinés) sont indiqués, les taux de mortalité de 2022 servant de référence.}

Discussion

Notre analyse suggère des taux de mortalité élevés et une sous-déclaration substantielle de la mortalité due aux lésions traumatiques dans la bande de Gaza au cours des neuf premiers mois de l’opération militaire israélienne. Nous avons estimé à environ 64 000 le nombre de décès dus à des lésions traumatiques entre le 7 octobre 2023 et le 30 juin 2024, ce qui implique une sous-déclaration de 41 % dans l’estimation du ministère de la santé sur la même période et correspond à environ 2 à 9 % de la population projetée de Gaza avant la guerre (2 227 000), soit environ un habitant sur 35. Bien que nous n’ayons analysé que les données jusqu’en juin 2024, l’estimation officielle du ministère de la santé du 7 octobre 2023 au 6 octobre 2024 était de 41 909. En supposant que le niveau de sous-déclaration de 41 % s’est maintenu de juillet à octobre 2024, il est plausible que le chiffre réel dépasse maintenant 70 000. Notre étude démontre l’utilité d’intégrer des données existantes provenant de sources alternatives, plutôt que de s’appuyer sur un seul chiffre, afin de composer une estimation des décès déclarés et non déclarés dans des contextes affectés par des conflits armés et des violences extrêmes. L’utilisation que nous faisons des données extraites des médias sociaux s’inscrit dans le prolongement des efforts déployés précédemment par Airwars, une organisation de suivi des victimes, qui a constaté qu’au cours des trois premières semaines de l’opération militaire israélienne, 75% des personnes décédées déclarées publiquement figuraient également sur la liste du ministère de la santé^{(5) (}en revanche, nous avons constaté un chevauchement de 54%, soit 1721 personnes sur 3190, pendant toute la période de l’étude).

Le taux de mortalité annualisé par traumatisme, estimé à 39-3 pour 1000 personnes, est exceptionnellement élevé et dépasse les taux observés lors des conflits précédents dans la bande de Gaza^8,29. Bien que la mortalité quotidienne par traumatisme ait diminué depuis décembre 2023, l’ampleur et la répartition par âge et par sexe des décès par traumatisme soulèvent de graves préoccupations quant à la conduite de l’opération militaire à Gaza, bien qu’Israël affirme agir pour minimiser les pertes civiles. La majorité des décès (59 à 1 %) sont survenus chez des femmes, des enfants et des personnes âgées, des groupes considérés comme particulièrement vulnérables dans les situations de conflit et moins susceptibles d’être des combattants. Le profil âge-sexe de la mortalité pendant les conflits violents pourrait aider à étudier les motivations des combattants, mais seulement dans un contexte de preuves beaucoup plus large. L’absence de discrimination dans les meurtres en fonction de l’âge et du sexe se manifesterait numériquement par une courbe de risque âge-sexe relativement plate, comme l’a décrit le Groupe inter-agences des Nations unies pour l’estimation de la mortalité infantile lors du génocide rwandais de 1994³⁰. Nos estimations concernant les décès de femmes et de jeunes filles présentent globalement une telle courbe. Chez les hommes et les garçons, nous avançons prudemment que deux processus pourraient être à l’œuvre : un niveau d’assassinat essentiellement non discriminatoire à travers l’âge et le sexe, avec un risque plus élevé chez les jeunes hommes expliqué par le ciblage des combattants (ou de ceux qui sont présumés l’être) plus une plus grande exposition au risque dans cette strate-eg, parce que les hommes adultes sont plus souvent à l’extérieur en train de s’approvisionner, de travailler ou d’être les premiers à intervenir.

Nos résultats sous-estiment l’impact total de l’opération militaire à Gaza, car ils ne tiennent pas compte des décès non liés au traumatisme résultant de l’interruption des services de santé, de l’insécurité alimentaire et de l’insuffisance de l’eau et de l’assainissement. Un commentaire récent fait état d’une surmortalité potentielle, toutes causes confondues, de 186 000¹⁴, mais en appliquant des facteurs de multiplication issus d’autres conflits (Burundi, 1993-2003 ; Timor-Leste, 1974-99)¹⁴pour estimer les décès indirects dans la bande de Gaza, ce qui pourrait être inapproprié en raison de différences évidentes dans la charge de morbidité avant la guerre (par rapport au Burundi et au Timor-Leste, la bande de Gaza présentait une charge élevée de maladies non transmissibles et une charge très faible de dénutrition et de maladies infectieuses, bien que les infections soient devenues un défi croissant depuis octobre 2023).³¹Les projections que nous avons précédemment coécrites suggèrent que dans un scénario d’escalade, Gaza aurait connu une surmortalité de 2 680 décès dus à des maladies non transmissibles, de 2 720 décès dus à des maladies infectieuses endémiques, de 11 460 décès dus à des épidémies potentielles et de 330 décès dus à des complications de santé maternelle et néonatale au cours de la période allant de février à août 2024.³²Toutefois, la mesure précise de la mortalité indirecte au cours d’une guerre en cours présente des difficultés et des limites. Bien qu’une enquête sur le terrain puisse produire des estimations solides, les conditions très dangereuses pour les travailleurs humanitaires et sanitaires à l’intérieur de Gaza et les contraintes d’accès la rendent actuellement irréalisable.

Parmi les limites de notre étude figurent les difficultés liées au nettoyage et à la normalisation des données, en particulier la conciliation des variations dans l’orthographe des noms et les traductions. L’exclusion des personnes identifiées uniquement par des liens familiaux a pu entraîner une surestimation ou une sous-estimation en fonction de la probabilité d’appariement de ces personnes entre les listes, par rapport à d’autres personnes décédées. En général, bien que les variables d’identification clés pour le couplage d’enregistrements aient été disponibles de manière cohérente, toute erreur de classification de l’état de l’appariement aurait entraîné un certain biais.

L’omission de covariables non disponibles dans les ensembles de données pourrait avoir biaisé les estimations du modèle dans une mesure inconnue en ne tenant pas suffisamment compte de l’hétérogénéité des probabilités de capture individuelles. Bien que l’analyse sur trois listes avec calcul de la moyenne du modèle et stratification relâche généralement l’hypothèse d’indépendance des listes, une certaine dépendance résiduelle entre les listes pourrait ne pas avoir été reflétée dans les estimations en raison d’une mauvaise spécification du modèle et des limites théoriques de toute approche de modélisation candidate. En outre, nous avons supposé que les listes d’hôpitaux et d’enquêtes du ministère de la santé ne prenaient en compte que les décès dus à des lésions traumatiques. L’enquête demandait spécifiquement aux personnes interrogées d’indiquer les détails concernant les martyrs, terme généralement compris comme désignant les victimes de la guerre. Cependant, certains décès non liés à des traumatismes ont pu être inclus, ce qui pourrait entraîner une surestimation des décès dus à des lésions traumatiques. Cela n’affecterait pas les estimations de la mortalité toutes causes confondues. Inversement, nous avons exclu les personnes portées disparues parce que nous n’étions pas en mesure de déterminer si elles étaient détenues et emprisonnées ou potentiellement décédées mais non retrouvées sous les décombres. Si ces personnes disparues étaient incluses dans l’analyse, l’estimation globale augmenterait. Enfin, nous n’avons pas été en mesure de stratifier les estimations par zone géographique car les variables de localisation incluses dans les listes étaient souvent manquantes ou reflétaient le lieu de déclaration ou de morgue plutôt que le lieu exact du décès. L’ACLED, utilisant une combinaison de rapports du ministère de la santé et de sources médiatiques, a documenté 10 400 événements de conflit géolocalisés dans la bande de Gaza au cours de notre période d’étude,¹² dont 4260 (40-9%) avaient un nombre de victimes connu, totalisant 39 276 décès. Bien que les décès signalés par l’ACLED aient également diminué progressivement à partir d’octobre 2023, la part relative de la mortalité s’est déplacée vers les gouvernorats du centre et du sud au fil du temps (Khan Yunis et Deir el Balah d’abord, et plus tard Rafah ; annexe p 2). Cette progression géographique reflète le schéma de destruction de la bande de Gaza, initialement concentrée dans la ville de Gaza et le nord de Gaza et s’étendant vers le sud au fil du temps (annexe p. 2).

Notre analyse confirme l’exactitude des chiffres de mortalité rapportés par le ministère de la santé, mais suggère qu’ils doivent être considérés comme une estimation minimale sujette à une sous-déclaration considérable. Une fois l’assaut militaire terminé, la reconstruction du système d’information sanitaire de Gaza apparaît comme une priorité essentielle pour évaluer avec précision les impacts et soutenir les efforts futurs en matière de santé publique. Un système d’information sanitaire solide est essentiel pour la notification précise de la mortalité, la détection précoce des épidémies, l’allocation efficace des ressources et la planification éclairée de la santé à long terme.

Nos conclusions soulignent la nécessité urgente d’élargir l’accès humanitaire à l’ensemble de la bande de Gaza et de protéger le personnel de santé, les ambulances et les installations sanitaires statiques afin que les personnes souffrant de lésions traumatiques puissent recevoir des soins appropriés en temps voulu, réduisant ainsi la létalité. Plus fondamentalement, nos conclusions justifient des initiatives diplomatiques immédiates pour parvenir à une cessation immédiate et durable des hostilités et à un accord durable incluant la libération des otages israéliens et des milliers de civils palestiniens emprisonnés par Israël¹⁰. Tout comme dans d’autres contextes, il semble important d’enquêter activement sur les crimes de guerre potentiels commis pour affirmer les principes de justice et demander des comptes aux auteurs de toutes les parties. Des analyses quantitatives similaires aux nôtres ont déjà permis d’éclairer ces enquêtes^(16).Nous encourageons donc la communauté scientifique à compléter et à améliorer notre travail, tout en l’étendant à d’autres contextes.

Les contributeurs

ZJ a conceptualisé l’étude, extrait, analysé et visualisé les données, et rédigé la version originale du manuscrit. HA et SA ont participé à l’extraction des données et ont révisé et édité le manuscrit. L’OMRC a contribué à la révision et à l’édition du manuscrit. FC a contribué à la conceptualisation de l’étude, a supervisé l’étude, a fourni des données statistiques, et a revu et édité le manuscrit. Tous les auteurs ont revu et approuvé la version finale du manuscrit. ZJ et FC ont consulté et vérifié les données et l’analyse. Tous les auteurs ont accès à l’ensemble des données et partagent la responsabilité finale de la décision de publication.

Partage des données

Toutes les données utilisées dans cette étude sont accessibles au public. Toutes les données et analyses sont disponibles sur https://github.com/ZeinaJamaluddine/gaza_mortality_capture_recapture.

Déclaration d’intérêts

Nous ne déclarons aucun intérêt concurrent.

Remerciements

Nous remercions Dana Jamaluddine, Eman Sharara et Sami Fayoumi pour leur aide dans la collecte des données des médias sociaux et la vérification de l’identification des Palestiniens. Nous remercions l’équipe de Marsad Shireen pour son soutien dans la collecte de données sur les médias sociaux. Nous remercions également Zaher Al-Wahidi, chef du centre d’information palestinien du ministère de la santé à Gaza, pour avoir fourni des listes d’hôpitaux et d’enquêtes essentielles à cette étude.

Note éditoriale : The Lancet Group adopte une position neutre en ce qui concerne les revendications territoriales dans les cartes publiées, les affiliations institutionnelles, le texte, les tableaux et les figures.

Matériel supplémentaire (1)

PDF (945.01 KB)

Annexe supplémentaire

Références

1.Checchi, F ∙ Warsame, A ∙ Treacy-Wong, V ∙ et al.

L’information sur la santé publique dans les populations touchées par une crise : une revue des méthodes et de leur utilisation pour le plaidoyer et l’action

Lancet. 2017 ; 390:2297-2313

Texte intégral Texte intégral (PDF) Scopus (98) PubMed Google Scholar

2.L’Institut national palestinien de santé publique

Évaluation de la qualité des causes de décès pour le registre des données de mortalité en Palestine 2021

https://www.pniph.org/index.php/en/component/content/article/92-research/272-cod-aqmdr-2021?Itemid=563

Date : 2021

Date d’accès : 10 octobre 2024

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