Guide pratique pour la conception d'enquêtes sur les ménages

Construction et utilisation des pondérations d’échantillonnage 127
pondérations d’échantillonnage ordinaire. Cependant, pour estimer des moyens et des proportions,
il suffit que les pondérations soient proportionnelles aux réciproques des probabilités de sélection.
Autrement dit, peu importe que des pondérations ordinaires ou des pondérations normalisées (mais
qu’elles soient proportionnelles aux pondérations ordinaires) soient utilisées pour obtenir des estimations
des moyennes des paramètres concernant la population comme le nombre moyen ou la
proportion de femmes en âge de procréer ayant accès aux soins de santé primaires. Les deux types
de pondération donneront le même résultat.
20. Par exemple, dans l’exemple précédent, les pondérations wi’ sont proportionnelles à Mi (wi =
50 * Mi). Si nous utilisons Mi comme pondération, l’estimation de la proportion de personnes ayant
un niveau d’instruction égal ou supérieur au secondaire est :
p =
∑
∑
Mz
M
i ij
i
3× 1+ 1× 0+ 3× 1+ 5× 1+ 4× 0 11
= = 0, 6875,
3+ 1+ 3+ 5+ 4 16
soit 68,75 % ou exactement le même résultat que précédemment. Toutefois, pour estimer le nombre
total d’adultes ayant un niveau d’instruction égal ou supérieur au secondaire, il faut utiliser les pondérations
ordinaires (w i = 50 * M i) pour obtenir le résultat correct, c’est-à-dire :
∑ ∑
t = ( 50 × M ) z = 50 M z = 50 × 11 = 550.
s i ij i ij
Il est sélectionné en deux phases un échantillon de ménages dans les régions rurales dans le pays.
Lors de la première phase, il est pris comme échantillon 50 villages sur la base d’une probabilité
proportionnelle au nombre de ménages qu’il comportait lors du dernier recensement. Le nombre
total de ménages se trouvant dans les régions rurales lors du premier recensement était de 300 000.
La sélection de l’échantillon primaire a été suivie par l’établissement d’une liste des logements pour
chacun des villages sélectionnés. Dans certains cas, il a été constaté que le même logement comportait
plus d’un ménage.
21. Nous envisagerons maintenant différentes options pour ce qui est de la conception du souséchantillon
(pour la sélection des ménages parmi les logements sélectionnés) et spécifierons l’équation
de sélection pour la probabilité globale de sélection d’un ménage. Disons que Di dénote le nombre de
logements du village i et que Hij dénote le nombre de ménages du logement j du village i. Le nombre
total de ménages dans un village, dénoté par Hi, est alors donné par :
H =∑ H . Il y a lieu de noter que H = H =300 000.
i ij
j
∑ i ∑∑
i i j
Les probabilités de sélection calculées ici sont fondées sur les formules présentées dans le chapitre
3.
Option de conception 1
22. Quinze logements sont sélectionnés sur la base d’un échantillonnage aléatoire simple sans
remplacement (SRSWOR) parmi la liste établie pour chaque village sélectionné. Tous les ménages
des logements sélectionnés sont inclus dans l’échantillon, de sorte qu’il n’y a que deux étapes de sélection
: celle des villages et celle des logements. Selon cette conception, l’équation de sélection pour
la probabilité globale de sélection d’un ménage est donné par
pij = pr (le village i est sélectionné)* pr (le logement j est sélectionné étant donné que i est sélectionné)
ij