Guide pratique pour la conception d'enquêtes sur les ménages

124 Guide pratique pour la conception d’enquêtes sur les ménages
admissibles (entrevues complètes et non-déclarants admissibles) sur la base d’un facteur d’ajustement
défini comme suit :
où ε dénote la proportion de cas d’admissibilité inconnue dont on estime qu’ils sont admissibles
(dans cet exemple, ε = 0,96). Les sommes qui figurent en exposant de c, nr et ue dans la formule
ci-dessus dénotent respectivement la somme des pondérations de base des logements ayant donné
lieu à des entrevues complètes, des non-déclarants admissibles et des logements dont l’admissibilité
est inconnue. Les pondérations de base ajustées des logements ayant donné lieu à des entrevues
complètes et des non-déclarants admissibles sont alors obtenues en multipliant les pondérations de
base initiales w ij,b par le facteur Fue.
Tableau 6.1
Catégories de réponses lors d’une enquête
Catégorie de réponse Nombre de logements
Entrevues complètes 215
Non-déclarants admissibles 25
Inadmissibles 10
Admissibilité inconnue 50
6.3.2.
F
ue
=
∑
c
w + w + ε × w
ij, b ijb , ij, b
nr
ue
∑
c
∑
∑
w + w
ij, b ijb ,
nr
Ajustements des pondérations d’échantillonnage
pour tenir compte des doubles inscriptions sur les listes
13. Si l’on sait à priori que certaines unités sont inscrites deux fois dans le cadre d’échantillonnage,
leur probabilité de sélection accrue peut être compensée en leur affectant des facteurs de pondération
qui sont les réciproques du nombre de doubles inscriptions sur les listes si les unités en question sont
finalement sélectionnées. Il arrive fréquemment, toutefois, que les doubles inscriptions ne soient découvertes
qu’après la sélection des échantillons, de sorte que les probabilités de sélection de ces unités
doivent être ajustées pour compenser les doubles inscriptions. Cet ajustement est opéré comme suit.
Supposons que la iième unité sélectionnée ait une probabilité de sélection dénotée par p et que le cadre
i1
d’échantillonnage comporte k – 1 autres entrées, faisant double emploi, pour cette unité, chacune
avec des probabilités de sélection données par p , ... ..., p . Ainsi, la probabilité de sélection ajustée
i2 ik
de l’unité en question est donnée par :
L’unité est alors pondérée en conséquence, c’est-à-dire par 1/pi.
∑
14. Les procédures d’estimation des pondérations d’échantillonnage dans les scénarios indiqués
ci-dessus sont illustrées par les exemples ci-après.
(6.4)
p i = 1 – (1 – p i1 )(1 – p i2 ) ... (1 – p ik ) (6.5)