Guide pratique pour la conception d'enquêtes sur les ménages

Construction et utilisation des pondérations d’échantillonnage 123
tion de facteurs d’inflation conçus de manière à représenter le nombre d’unités de la population qui
sont représentées par l’unité d’échantillonnage à laquelle la pondération est affectée. La somme des
pondérations donne une estimation non biaisée du nombre total d’unités de la population cible.
9. Pour les conceptions à plusieurs phases, les pondérations de base doivent refléter les probabilités
de sélection à chaque phase. Par exemple, dans le cas d’une conception en deux phases dans laquelle
la iième UPE est sélectionnée sur la base d’une probabilité pi lors de la première phase tandis que le
jième ménage sélectionné sur la base d’une UPE sélectionnée sur la base d’une probabilité pj(i) lors de la
deuxième phase, la probabilité globale de sélection (pij) de chaque ménage faisant partie de l’échantillon
est donnée par le produit de ces deux probabilités, ou :
et la pondération de base globale de ménages est obtenue comme précédemment, en prenant la réciproque
de sa probabilité globale de sélection. De même, si la pondération de base du j ième ménage est
w ij,b, la pondération imputable à la compensation des cas de non-réponse est wij,nr , et la pondération
imputable à la compensation de la non-couverture est wij,nc , de sorte que la pondération globale du
ménage est donnée par la formule :
6.3.1.
p ij = p i* p j(i)
w ij = w ij,b * w ij,nr * w ij,nc
Ajustements des pondérations d’échantillonnage
visant à compenser les admissibilités inconnues
10. Il y a parfois, lors de la collecte de données dans le cas d’enquêtes sur les ménages, des cas dans
lesquels l’admissibilité d’un ménage est douteuse. Il se peut par exemple que l’enquêteur ne trouve
personne à la maison lors de l’enquête ou après des visites répétées. En pareil cas, l’on ne sait pas si
le logement est occupé ou non. S’il l’est effectivement, il y a lieu de le ranger dans la catégorie des
logements sans réponse (sous la rubrique « personne à la maison »). Autrement, il n’entre pas dans
le champ de l’enquête, de sorte qu’il ne peut pas être dénombré comme unité d’échantillonnage.
Parfois, l’enquêteur tient pour acquis que s’il ne trouve personne à la maison à la suite de visites répétées,
le logement est inoccupé et par conséquent inadmissible. Cela est généralement une hypothèse
inexacte qui entraîne souvent un gonflement indu des taux de réponse.
11. Lorsque l’admissibilité de certains logements est inconnue, leurs pondérations doivent être
ajustées pour en tenir compte, l’idée étant de faire un certain nombre d’hypothèses qui permettent
d’estimer la proportion des logements dont l’admissibilité est inconnue qui sont effectivement
admissibles. La méthode la plus simple consiste à prendre la proportion de logements dont on sait
qu’ils sont admissibles ou inadmissibles, et de l’appliquer à ceux dont l’admissibilité est inconnue.
Supposons par exemple qu’un échantillon de 300 logements présente les taux de réponse indiqués
au tableau 6.1.
12. Il y a lieu de noter que la proportion de logements dont l’admissibilité est connue qui sont effectivement
admissibles est de (215 + 25)/(215 + 25 + 10) = 0,96. L’on peut par conséquent prendre
pour hypothèse que 0,96 des logements dont l’admissibilité est inconnue peuvent être considérés
comme admissibles. Autrement dit, 96 % des 50 logements dont l’admissibilité est inconnue (soit
48 logements) sont effectivement admissibles. Il y a lieu d’ajuster alors les pondérations des logements
(6.2)
(6.3)